logo
išči
išči tudi po celotnem besedilu
išči tudi po Europeani
Epošta:
Geslo:
Prijava
 
Osnovna sredstva kao faktor privrednog razvoja
Avtor(ji): Sicherl, Pavle (avtor) / Horvat, Branko (mentor) / Maksimović, Ivan (mentor)
Izvor: Narodna in univerzitetna knjižnica
(Digitalizirano v okviru projekta Digitalna knjižnica Slovenije - dLib.si (EEA SI0014))

0 / 0
PAVLE SICHERL OSNOVNA SREDSTVA KAO FAKTOR PRIVREDNOG RAZVOJA DISERTACIJA B E 0 G R A D, 1966. PAVLE SICHERL, Magistar ekonomije OSNOVNA SREDSTVA KAO FAKTOR PRIVREDNOG RAZVOJA DISERTACIJA BEOGRAD, 1966. \ H°{0[OU/ «199025 lf 46>rz l/^t^ S A D R Ž A J G L A V A ..:¦. I UVODNA RAZMATRANJA 1 Namena studije , 1 Osnovna sredstva i ostali faktori proizvodnje 4 G L A V A II MERENJE OSNOVNIH SREDSTAVA 13 Alternativni statistički agregati i metode vrednovanja 19 Koncepcijski i statistički problemi kod empinjskih materijala 22 Metodi prikupljanja podataka 26 G L A V A III PROIZVODNI KOEFICIJENT FIKSNIH FONDOVA 33 Proizvodni koeficijent fiksnih fondova i faktor vreme 36 Tehnološki proizvodni koeficijent fiksnih fondova i aktivizacioni period. Prosečni i intervalni (marginalni) proizvodni koeficijent 40 Nivo agregacije i proizvodni koeficijent 47 Proizvodni koeficijent na bazi različitih statističkih agregata 54 G L A V A IV METODI IZRAČUNAVANJA 68 * Prosečni koeficijent 69 Intervalni koeficijent 74 Klasifikacija i ocena metoda izračunavanja 79 Izračunavanje na bazi proizvodne funkcije 85 Elasticitet proizvodnje i proizvodnog koeficijenta u odnosu na fiksne fondove 93 Neke karakteristike ocenjivanja proizvodnih koeficijenata fiksnih fondova na bazi proizvodne funkcije 97 Jedna korisna aproksimacija proizvodne funkcije 100 11 G L A V A V EMPiRBČKA ANALIZA PROIZVODNIH KOEFiCUENATA ZA JUGOSLAVUU 106 A. PROIZVODNI KOEFICIJENTI U PERIODU 1952-1962, I DISKUSIJA PRIMENJENIH METODA KVANTITATIVNE ANALIZE 106 ANALIZA EMPIRIČKIH PROSEČNIH PROIZVODNIH KOEFICI- JENATA PIKSNIH PONDOVA 109 Dinamika prosečnog proizvodnog koeficijenta 111 Struktunu karakteristike 114 Uticaj struktumih promena na dinamiku globalnog proizvodnog koeficijenta 122 ANALIZA INTERVALNIH I PROSEČNIH PROIZVODNIH KOEPICIJE- NATA PIKSNIH FONDOVA NA BAZI PROIZVODNE FUNKCIJE 131 Rezultati empiričke analize 144 Analiza pojedinih proizvodnih funkcija 158 Uticaj stnikturnih promena na dinamiku globalnog prolzvodnog koeficijenta 165 REZULTATI ALTERNATIVNIH MODELA IZRAČUNAVANJA INTERVALNOG PROIZVODNOG KOEPICIJENTA 167 B. KOMPARATIVNA ANALIZA PROIZVODNIH KOEFICIJENATA ZA JUGOSLAVIJU I REPUBLIKE (1952-1962.) 178 UKUPNI PROIZVODNI KOEPICIJENT 178 Proizvodne funkcije na bazi ukupnih fiksnih fondova 182 P R I VRED A 189 Proizvodne funkcije za privredu 197 Strukturne karakteristike i uticaj strakturnih promena na promene globainog proizvodnog koeflcijenta 203 Razlike u dinaimcl proizvodnog koeficljenta za privredu 216 INDUSTRIJA 224 Proizvodne funkcije za industriju i dxnamika prosečnog proizvodnog koeficijenta 229 Razlike u proizvodnim koeficijentima i tempu rasta posmatranih vanjabli medju republikama 238 POLJOPRIVREDA 248 Dinamika prosečnog proizvodnog koeficijenta u poljoprivredi 253 SAOBRAČAJ 259 Dinamika prosečnog proizvodnog koeflcijenta u saobračaju 261 Uticaj promena u saobračaju na globalni proizvodni koeficijent 266 111 SEKTOR OSTALO * 272 Proizvodne funkcije i dinaraika proizvodnih koeficijenata za sektor ostalo* 277 C. ANALIZA KRETANJA PROIZVODNIH KOEFICIJENATA U JUGO SLAVIJI U PERIODU 1920-1959. 288 ANALIZA PRO&EČNOG PROIZVODNOG KOEFICIJENTA PIKSNIH PONDOVA NA BAZI EMPIRIČKIH VREDNOSTI 289 Razlike izmedju proizvodnih koeficijenata na bazi nove i neto vrednosti fiksnih fondova 294 Efekat strukturnih promena na promene proizvodnog koeficijenta 299 ANALIZA PROIZVODNIH KOEPICIJENATA NA BAZI PROIZVODNIH PUNKCIJA 303 « Dinamika privrednog razvoja Jugoslavije u posma- tranora periodu i proizvodni koeficijenti 309 G L A V A VI UTVRDJIVANJE TENDENCIJA U PROMENAMA PROIZVODNIH KOEFICIJENATA 314 A. S T R U K T U R A 314 Globalni i sektorski proizvodni koeficijenti 316 Vek trajanja i tehnička struktura fiksnih fondova 325 Opremljenost rada i veličina preduzeča 332 B. PRIVREDNI RAZVOJ 336 Relativne cene 337 Teorija praga ekonomskog razvoja 340 Tehnički progres 346 Stope rasta fiksnih fondova j, ' 351 Stopa rasta društvenog proizvoda 357 Stopa učešca investicija u društvenom proizvodu 361 G L A V A VII MODEL PRIVREDNOG RAZVOJA JUGOSLAVIJE NA BAZI PROIZVODNIH KOEFICIJENATA 368 Višesektorski model 374 Ekonometrijski višesektorski raodel 379 Analiza rezuitata modela 386 iv ii i G L A V A VIH . OJAT2O HOTXao INTERPRETACIJA I PRIMENA PROIZVODNIH „ KOEFICUENATA FIKSNtH FONObVA •*-ole.iac ^osatse as 393 Neke karakteristike proizvodnih koeficijenata, 88S Primena proizvodnih koeficijenata fiksriiii fbiidbva^'^ J *<-'**"•'•*'-¦ u planiranju 402 Znacaj proizvodnm koeficijenata,. ffkspiji fgndojvr^vTHO'n tjiviHiii'-} *^ za ekonomsku arialižu i proveravanje elikasnosti ekonomske ,ppli|ik^,LndnDi]f!o>i rfinbovsio^ ^jboms: c>A!!i ;:jsonbm/ oie.a i svon G L A V A IX ^onbovs?K)iq sn^motq .n.n BnrMi!O'iQ riia^iiiJ^a .-fB^sil*! ZAKLJUČCI 426 KaiikktefisuRe filcsnih fondova"i proizvodnih' koeficijenal^. <¦•-•.^0^- 426 Metodološki postupak empiričkog istraživanja 430 Uticaj stnikttire «i 'dft^aniike^HvfeHnibg razvoja na.! •1=">u"t"''u PGL proizvodne koeficijentfe*3^ ^1 -oi ¦«''1--;vi-: ^ j u-^f^ ^ons^ ^ Rezultati empiričke analize za Jugoslaviju ,437 * ^ o Proizvcxini koeficijenti i politika privrednog razvoja 444 Pnraena proizvodnih koe.ficijeitatkir "! T 2 -A iO- - i;no'ljj'i'jo^ r/rbovs:oiq ^sioJ^s i iitUdoiO dl P R I L 0 Z I , r . , , I. ANALIZA PROIZVODNIH KOEFICUENATA ZA JUGOSLOVENSKE, KA5I r/aCO^Vl^^ H REPUBLIKE I NEKE STRANE ZEMLJE 5;jii-ž Onv/Jii ;'-¦>! '^' ANALIZA EMPIRIČKIH PROSEČNIH PROIZVODNIH ,-"•, . ,,^..p V/~»tpI7IT/~rciXTTTT n/\VTI\/MT 1 ' "....... ....... 451 ii'v KOEPICIJENATA FIKSNIH FONDOVA ">v ""' ' ^ '" " "" "' ^ ' 451 Dinamika prosečnog proizvodnog koeficiienta .. .,.-. 451 ' Struktume karakteristike 454 Uticaj struktumih promena na dinamiku globalnog , , , 0 proizvodnog koeficijenta 454 ANALIZA INTERVALNIH I PROIZVODNIH KOEPICUE^|^^^^0), H5HCIOVI5Olitfi VJC PIKSNIH PONDOVA NA BAZI PROIZVODNE PUNKCIJE '" 456 .^v^ Analiza pojedinih proizvodnih funkcija i^boar \A-^.^: .&s:I.jsuA 463 REZULTATI ALTERNATIVNIH METODA IZRAČUNAVANJA INTERVALNOG PROIZVODNOG KOEPICIJENTA 464 HRVATSKA 470 ANALIZA EMPIRIČKIH PROSEČNIH PROIZVODNIH KOEFICI" JENATA FIKSNIH PONDOVA 470 Dinamika prosečnog proizvodnog koeficijenta 470 Strukturne karakteristike 474 Uticaj strukturnih promena na dinamiku globalnog proizvodnog koeficijenta 474 ANALIZA INTERVALNIH I PROSEČNIH PROIZVODNIH KOEFICI- JENATA PIKSNIH PONDOVA NA BAZI PROIZVODNE PUNKCIJE 475 Analiza pojedinih proizvodmh funkcija 479 Uticaj strukturnih promena na dinamiku globalnog proizvodnog koeficijenta 481 REZULTATI ALTERNATIVNIH METODA IZRAČUNAVANJA INTER- VALNOG PROIZVODNOG KOEPICUENTA 483 S L 0 V E N I J A ANALIZA EMPIRIČKIH PROSEČNIH PROIZVODNIH KOEPICI- JENATA FIKSNIH FONDOVA 487 Dlnamika prosečnog proizvodnog koeficijenta 487 Strukturae karakteristike 491 Uticaj stmkturnih promena na dinamiku globalnog proizvodnog koeficijenta 491 ANALIZA INTERVALNIH I PROSEČNIH PROIZVODNIH KOEFI™ CIJENATA PIKSNIH PONDOVA NA BAZI PROIZVODNE FUNKCIJE 492 Analiza pojedinih proizvodnih funkcija 498 Uticaj strukturnih promena na dinamiku globalnog proizvodnog koeficijenta 498 REZULTATI ALTERNATIVNIH METODA IZRACUNAVANJA INTERVALNOG PROIZVODNOG KOEPICIJENTA 499 BOSNA I HERCEGOVINA 504 ANALIZA EMPIRIČKIH PROSEČNIH PROIZVODNIH KOEFICIJENATA FIKSNIH PONDOVA 506 Dinamika prosečnog proizvodnog koeficijenta 506 Strukturne karakteristike 508 Uticaj strukturnih promena na dinamiku globalnog proizvodnog koeficijenta 508 VI ANALIZA INTERVALNIH I PROSECNIH PROIZVODNIH KOEFICIJENATA PIKSNIH FONDOVA NA BAZI PROIZVODNE PUNKCIJE 509 Analiza pojedinih proizvodnih funkcija 514 Uticaj struktumih promena na dinamiku globalnog proizvodnog koeficijenta 514 REZULTATI ALTERNATIVNIH METODA IZRAČUNAVANJA INTERVALNOG PROIZVODNOG KOEPICIJENTA 519 MAKEDONIJA 522 ANALIZA EMPIRIČKIH PROSEČNIH PROIZVODNIH KOEPICIJENATA PIKSNIH PONDOVA 522 Dinaraika prosečnog proizvodnog koeficijenta 522 Strukturne karakteristike 526 Uticaj strukturnih promena na dinamiku globalnog proizvodnog koeficijenta 526 ANALIZA INTERVALNIH I PROSEČNIH PROIZVODNIH KOEPICIJE- NATA PIKSNIH PONDOVA NA BAZI PROIZVODNE PUNKCIJE 527 Analiza pojedinih proizvodnih funkcija 531 Uticaj strakturnih promena na dinamiku globalnog proizvodnog koeficijenta 533 REZULTATI ALTERNATIVNIH METODA JZRAČUNAVANJA INTER- VALNOG PROIZVODNOG KOEPICIJENTA 535 CRNAGORA 539 ANALIZA EMPIRIČKIH PROIZVODNIH KOEPICIJENATA PIKSNIH PONDOVA 541 Dinamika prosečnog proizvodnog koeficijenta 541 Strukturne karakteristike 542 Oticajj strukturnih promena na dinamiku globalnog proizvodnog koeficijenta 542 ANALIZA INTERVALNIH t PROSEČNIH PROIZVODNIH KOEPICI" JENATA PIKSNIH PONDOVA NA BAZI PROIZVODNE FUNKCIJE 544 Anaiiza pojedmih proizvodnih funkcija 548 Uticaj strakturae komponente na dinamiku globalnog proizvodnog koeficijenta 551 REZULTATI ALTERNATIVNIH METODA IZRAČUNAVANJA INTERVALNIH PROIZVODNIH KOEPICJ.JENATA 553 vn I Z R A E L 557 Definisanje agregata i izvor podataka 558 ANALIZA EMPIRIČKIH PROSEČNIH PROIZVODNIH KOEPICIJENATA FIKSNIH PONDOVA 559 Dinamika prosečnog proizvodnog koeficijenta 559 Strukturne karakteristike 562 Uticaj strukturnih promena na dinamiku globalnog proizvodnog koeficijenta 563 ANALIZA INTERVALNIH I PROSEČNIH PROIZVODNIH KOEFICIJENATA FIKSNIH PONDOVA NA BAZI PROIZVODNE PUNKCIJE 563 Analiza pojedinih proizvodnih funkcija 566 Uticaj strukturnih proraena na dinamiku globalnog proizvodnog koeficijenta 571 REZULTATI ALTERNATIVNIH METODA IZRAČUNAVANJA INTER- VALNOG PROIZVODNOG KOEPICIJENTA 571 K A N A D A 574 Definisanje agregata i izvor podataka 574 ANALIZA EMPIRIČKIH PROSEČNIH PROIZVODNIH KOEPICIJENA" TA PIKSNIH PONDOVA 576 Dinamika prosečnog proizvodnog koeficijenta 576 Strukturne karakteristike 577 Uticaj struktumih promena na dinamiku globalnog proizvodnog koeficijenta 578 ANALIZA INTERVALNIH I PROSEČNIH PROIZVODNIH KOEPICIJENA- TA FIKSNIH PONDOVA NA BAZI PROIZVODNE PUNKCIJE 578 i Analiza pojedinih proizvodnih funkcija 582 Uticaj strukturnih promena na dinamiku globalnog proizvodnog koeficijenta 582 REZULTATI ALTERNATIVNIH METODA IZRAČUNAVANJA INTER- VALNIH PROIZVODNIH KOEPICIJENATA 585 VELIKA BRITANIJA 588 Definisanje agregata i izvor podataka 588 ANALIZA EMPIRIČKIH PROSEČNIHPROIZVODNIH KOEPICIJENATA PKSNIH PONDOVA 590 Dinamika prosečnog proizvodnog koeficijenta 590 Strukturne karaktenstike 591 Uticaj strukturnih proraenana dinamiku globalnog proizvodnog koeficijenta 592 VIU ANALIZA INTERVALNIH I PROSECNIH PROIZVODNIH KOEPICI JENATA PIKSNIH FONDOVANA BAZI PROIZVODNE FUNKCIJE 592 Analiza pojedinih proifcvodnih funkcija 594 Uticaj strukturnih promena na dinamiku globalnog proizvodnog koeficijjenta 598 REZULTATI ALTERNATIVNIH METODA IZRACUNAVANJA INTER- VALNOG PROIZVODNOG KOEPICIJENTA 599 II. PRILOZI UZ GLAVE V I VIII Prilog uz glavu V 602 Prilog uz glavu VIII 609 IX SPISAK TABBLA Strana 1« Prosečni proizvodni koeficijenti fiksnih fon-dova za Jugoslaviju (ukupno i po privrednim oblastima) • ••••.»••••••••••* 110 2. Vrednosti S za Jugoslaviju. za period 1952-62. 112 3» Dinamika prosečnog r>roizvodnog koeficijenta na bazi empiričkil: vrednosti za 1952« i 1962. godinu « • « • «.........o • o • • • 113 4. Relativni prosečni proizvodni koeficijent za Jagoslavija • ««•«•••.......• • 115 5« Straktarna komponenta i standardizirani indeks globalnog proizvodnog koeficijenta na osnovu. empiričkih vrednosti za 1952» i 1962. godinu • 125 6. Proizvodna f unkcija na bazi fiksnih. f ondova za Jugoslaviju. (po privrednim oblastima) o o » • • 145 7« Dinamika prosečnog proizvodnog koeficijenta za Jugoslavija na bazi proizvodne funkcioe0 • o « 148 8. Vrednosti F za testiranje značajnosti sektoiv skih koeficijenata proizvodne funkcije • « • • 156 9# Struktarna komponenta i standardizovani indeks proizvodnog koeficijenta za Jugoslavioa na ba-zi sektorskih proizvodnih funkcija .*««•• 166 10. Vrednosti intervalnog proizvodnog koeficijenta na osnova različitih. metoda izracunavanja« » e 168 11. Relativni odnosi suma kvadrata odstapanja empi-ričkih vrednosti od ocenjenih za pojedine meto-de račananoa intervalnog proizvodnog koefici- jenta «••««<>. .O.o.«e......• 170 12. Godišnje vrednosti intervalnog proizvodnog koeficijenta za Jugoslaviju •••••••••• 174 15« Vrednosti S za signifikantnost trenda godiš- • njih. vrednosti inteiTvalnog proizvodnog koefici-jenta .oooc.oo««««.«.«.«.. 177 14. Prosecni proizvodni koeficijenti na bazi ukup- nih. fiksnih fondova (po repablikama) • • • • • 180 15» Ukapni proizvodni koeficijenti fiksnila fondova za Jugoslaviju (vremenski presek - repablike). 182 16. Proizvodna funkcija na bazi ukupnix. f ilcsnih. Strana fondova (za Jugoslaviju i po republikania; . • -,Q-z 17» Neki dinamički pokazatelji za "ukupno" (po republikama) • o..o..e...... • • 187 18« Prosečni proizvodni koef icijenti fiksnili fon- dova za privredu. (po republikama) <>•<.• <> 190 19» Razlike u strukturi i sektorskim prosečnim proizvodnim koeficijentima izmedja pojedinih republika i Ju.g0slavi.3e u celini (Prosečne vrednosti za period 1952-1963) . * * * • e <> . 192 20« Razlike u strukturi i sektorskim prosečnim pro-izvodnim koeficijentima izmedju pojedinih re-publika i Jugoslavije u celini (za 1952« i 19^2. godinu na bazi sektorskih proizvodnih funkcija) 19^ 21o Proizvodna funkcija na bazi fiksnih fondova za privredu (za Jugoslaviju i po republikama) • <> 198 22. Neki strukturni i dinamicki pokazatelji za priv- redu (po repablikama) •••e»oo«e»« . 201 2J>9 Proizvodni koeficijenti f iksnih f ondova za priv- redu Jagoslavije (vremenski presek-republike) • 203 24« Distribucija frekvencija relativnih proizvodnlh koeficijenata za Jagoslaviju i republike • • • 204 25« Indeks strukturne komponente i standardizovani indeks globalnog proizvodnog koeficijenta po re-publikama i za Jugoslaviju. a celini ••••». 213 26. Indeksi strukturne komponente za ukapni proizvod-ni koeficijent na bazi sektorskih proizvodnih lULHKCl^a oeeoooeoeceooeeeece. C.X^ 27« Razlike u strukturi novih investicija i sektor-skim intervalnim proizvodnim koeficijentima izme-d.ju. pojedinih. repablika i Jugoslavije u celini • 217 28. Investicije \x toku u industridi kao deo akupnih fiksnih fondova u industriji odnosno investici- ja u toka u privredi Ooo.o.oo..o... 225 29. Prosečni proizvodni koeficijenti fiksnih fondova za industriju (po repablikama) oe.oo.... 226 30o Prosečni proizvodni koeficijenti na bazl aktivi- .. ranih f iksnih f ondova *<,••• ...••.•• 227 31. Proizvodna funkcija na bazi fiksnih fondova za industriju (za Jugoslaviju i po republikama) • e 231 XI Strana 32. Proizvodna funkcija za industriju na osnovu transformiranih. varijabli »•••••••••• 233 33» Neki strukturni i dinamički pokazateljl za sek- tor industrije (po repablikama) • ¦ o • • • • . 237 34. Proizvodni koeficioenti fiksnih fondova za indus- triju u. Jugoslaviji (vremenski presek-republike) 244 35« Prosečni proizvodni koeficijenti fiksnih fondova za poljoprivreda (po republikama) • « • • . « . 249 36, Proizvodna funkcija na bazi fiksnih fondova za poljoprivreda (za Jagoslavija i po repablikama) 251 37« Neki straktarni i dinamički pokazatelji za sek- tor poljoprivrede (po republikama) • • • o • . 255 38« Prosecni proizvodni koeficijenti fiksnih fondova za saobracaj Cpo republikama) •oo«*«*«« 260 39» Proizvodna funkcija na bazi fiksnih fondova za saobracaj (za Jugoslavija i po republikama) • • 263 40. Neki strukturni i dinamicki pokazatelji za sek- tor saobracaja (po republikama) Oe»«o*»e 265 41# Uticaj promena \x proizvodnom koeficijenta u sao- bračaja na globalni proizvodni koeficijent « • 268 42e Ucešce fiksnih fondova i draštvenog proizvoda sektora ostalo* a agregatima za privredu . « • 273 43» Prosečni proizvodni koeficijenti fiksnih fondo- va za sektor ostalo (po repablikama) • . • <» 276 44. Proizvodna fankcija na bazi fiksnih fondova za sektor :)o • • 301 51» Strukturna komponenta i standardizovani indeks proizvodnog koeficijenta za "ukupno" (1910-1953») 301 52. Proizvodna funkcija na bazi fiksnih fondova (nova i neto vrednost, 1920-1959.) . . o . . 304 53» Dinamika prosečnog proizvodnog koefioijeiita na bazi proizvodnih funkcioa (1920-1959•) . • . 307 54. Analitička tabela elemenata i rezaltata (1952-62.) 380 55« Analitička tabela elemenata i rezultata (potpe- riod 1952-1958«) . . . o • • • ........ 384 56. Analiticka tabela elemenata i rezultata (potpe- riod 1958-1962.) ........•••¦... 385 57* Distribacija frekvencija relativnih razlika suma kvadrata odstapanja empiričkih. vrednosti od oce-njenih vrednosti društvenog proizvoda za razlici-te metode izraČunavanja intervalnog proizvodnog koeficijenta ••.o.»o.oo.««o... 409 Tabele za jngoslovenske repablike i neke strane zeml.je Srbija S-l Prosečni proizvodni koeficijenti fiksnih fondova 452 S-2 Vrednosti S za signifikantnost trenda prosečnog proizvodnog koeficijenta (1952-1962.) o . . . . 453 S-3 Binamika prosečnog proizvodnog koeficijenta na bazi empiričkih vrednosti za 1952. i 1962. god. 453 S-4 Relativni prosečni proizvodni koeficijent 0 » • 455 S-5 Straktarna komponenta i standardizirani indeks globalnog proizvodnog koeficijenta na bazi empi-ričkih vrednosti za 1952« i 1962. godinu ... 456 S-6 Proizvodna fankcija na bazi fiksnih. fondova 0 . 457 S-7 Dinamika prosečnog proizvodnog koeficijenta na bazi proizvodne funkcioe (1952-1962.) ..... 460 XIII Strana S-8 Vrednosti F za testiranje jednakosti sektor-skih intervalnih koeficijenata na bazi proiz-vodne funkcije (1952-1962,) • ••••.•... 461 S-9 Strukturna komponenta i standardizirani indeks proizvodnog koeficijenta na bazi sektorskih proizvodnih fankcija (1952-1962«,) o <> . • . . . 464 S-10 Vrednosti intervalnog proizvodnog koeficiaenta na osnova različitih metoda izračunavanja (1952-1962.) 0 • c . o . . . • . . ...... 465 S-ll Relativni odnosi suma kvadrata odstupanja empi-rickih vrednosti od ocenjenih za pojedine meto-de racunanja intervalnog proizvodnog koeficijen-ta (1952-1962.) ••• 0 ............ 467 S-12 Godišnje vrednosti intervalnog proizvodnog koe- ficijenta e<»oo«o«f>«*»*oo««e«e 468 S-15 Vrednosti S za signifikantnost trenda godišnjili vrednosti intervalnog proizvodnog koeficijenta (1953-1962c) o . . '........•...•• 469 Hrvatska H-l Prosecni proizvodni koeficijenti fiksnih fondova 471 H-2 Vrednosti S za signifikantnost trenda prosečnog proizvodnog koeficijenta (1952-1962«) . o . * . 472 H-3 Dinamika prosečnog proizvodnog koeficijenta na bazi empiričkih vrednosti za 1952* i 1962e god. 472 H-4 Relativni prosecni proizvodni koeficijent e • * 475 H-5 Straktarna komponenta i standardizirani indeks globalnog proizvodnog koeficijenta na bazi empi-ričkih vrednosti za 1952« i 19629 godina • . • 474 H-6 Proizvodna funkcija na bazi fiksnih fondova » « 477 H-7 Dinamika prosecnog proizvodnog koeficijenta na bazi proizvodne funkcije (1952-1962«) . .# . 478 H-8 Vrednosti F za testiranje jednakosti sektorskih intervalnih koeficijenata na bazi proizvodne funkcioe (1952-1962.) ••••...• ..... 479 H-9 Strukturna komponenta i standardizirani indeks proizvodnog koeficioenta na bazi sektorskih. pro-izvodnili funkcija (1952-1962.) . . ¦ . . 0 . . 481 H-10 Vrednosti intervalnog proizvodnog koefioijenta na osnovu različitih metoda izracunavanja (1952-1962O) . . . e e......• . • . . . 482 XIV H-ll Relativni odnosi suma kvadrata odstupanja Strana empirickih vrednosti od ocenjenih za pojedi-ne metode računanja intervalnog proizvodnog koeficijenta (1952-1962.) • •.....•.. 483 H-12 Vrednosti S za signifikantnost trenda godišnjih vrednosti intervalnog proizvodriog koeficijenta H-13 Godišnoe vrednosti intervalnog proizvodnog koe- IIC1 J6Il1jci oe«eooeeo»o*oo « o c T"OO Slovenija Sl-1 Prosecni proizvodni koeficijenti fiksnih fondova 488 Sl-2 Vrednosti S za signifikantnost trenda prosečnog proizvodnog koeficijenta (1952-1962«) o • • • 489 Sl-3 Dinamika prosecnog proizvodnog koeficijenta na bazi empiričkih. vrednosti za 1952« i 1962O go- QXHU. eooeoo«eeee*eoe» o 0 o • ^rO^ Sl-4 Relativni prosečni proizvodni koeficioent^« o 490 Sl~5 Strukturna komponenta i standardizirani indeks globalnog proizvodnog koeficijenta na bazi empi-ričkih vrednosti za 1952O i 1962O godinae • • 491 Sl-6 Proizvodna funkcija na bazi fiksnih. fondova • 493 Sl-7 Dinamika prosečnog proizvodnog koeficijenta na bazi proizvodne funkcije (1952-1962.) . . . . 495 Sl-8 Vrednosti F za testiranje jednakosti sektorskih intervalnih koeficijenata na bazi proižvodne funkcije (1952-1962«) ••...•••..•. 496 Sl-9 Strukturna komponenta i standardizirani indeks proizvodnog koeficijenta na bazi sektorskih proizvodnih funkcida (1952-1962.) . . 9O . 0« 499 Sl-10 Vrednosti intervalnog proizvodnog koeficijenta na osnovu različitih metoda izračanavanja Sl-11 Relativni odnosi suma kvadrata odstapanja empi-ričkih vrednosti od ocenjenih za pojedine meto-de računanja intervalnog proizvodnog koeficijen-ta (1952-1962«) . o • • a • • • «» . e . • • . 501 Sl-12 Godišnje vrednosti intervalnog proizvodnog koe- IlClJSH^a eeeoo«oooeoese«*«« ^)\Jč— Sl-13 Vrednosti S za signifikantnost trenda godiš- njih vrednosti intervalnog proizvodnog koefici-jenta (1953^1962.) » •••••»•••••• 503 XV Bosna i Hercegovina Strana B-l Prosecni proizvodni koeficijenti fiksnih fondova 505 B-2 Vrednosti S za signifikantnost trenda prosečnog proizvodnog koeficijenta (1952-1962.) . . . • . 506 B-3 Dinamika prosečnog proizvodnog koeficijenta na bazi empirickih vrednosti za 1952« i 1962. god. 506 B-4 Relativni prosecni proizvodni koeficijent • • • 507 B-5 Strukturna komponenta i standardizirani indeks vrednosti za 1952. i 1962. godinu ¦ ...... 509 B-6 Proizvodna funkoija na bazi fiksnih fondova • • 510 B-7 Dinamika prosečnog proizvodnog koeficijenta na bazi proizvodne funkcije (1952-1962.) ..... 512 B-8 Struktarna komponenta i standardizirani indeks proizvodnog koeficijenta na bazi sektorskih pro-izvodnih funkcija (1952-1962.) ........ 516 B-9 Vrednosti intervalnog proizvodnog koeficijenta na osnovu različitih metoda izračunavanja (1952-1962,) .... c .... o.......• 518 B-10 Relativni odnosi suma kvadrata odstapanja empi-ričkih vrednosti od ocenjenih za pojedine metode računanja intervalnog proizvodnog koeficijenta (1952-1962.).......o......... 519 B-ll Godišnje vrednosti intervalnog proizvodnog koe- ficijenta.......•........... 520 B-12 Vrednosti S za signifikantnost trenda godišnjih vrednosti intervalnog proizvodnog koeficijenta (1953-1962.) ................. 521 Makedonija M-l Prosecni proizvodni koeficijent fiksnih. fondova 523 M-2 Vrednosti S za signifikantnost trenda prosečnog proizvodnog koeficijenta (1952-1962.) ..... 524 M-3 Dinamika prosecnog proizvodnog koeficioenta na bazi empiričkih vrednosti za 1952. i 1962. god. 524 M-4 Relativni prosecni proizvodni koeficijent • o . 525 M-»5 Strakturna komponenta i standardizirani indeks globalnog proizvodnog koeficijenta na bazi empi-ričkih vrednosti za 1952. i 1962. godinu . , . 526 M-6 Proizvodna funkcija na bazi fiksnih fondova • • 528 XVI M-7 Dinamika prosečnog proizvodnog koeficijenta Strana na bazi proizvodne funkcije (1952-1962,,) • « e c-zq M-8 Vrednosti F za testiranje jednakosti sektorskih. intervalnih koeficijenata na bazi proizvodne fun- M-9 Strukturna komponenta i standardizirani indeks proizvodnog koeficijenta na bazi sektorskih proizvodnih funkcija (1952-1962.) . • . • • . 533 M-10 Vrednosti S za signifikantnost trenda godišnjih. vrednosti intervalnog proizvodnog koeficioenta M-ll Vrednosti intervalnog proizvodnog koeficioenta na osnovu razlicitih metoda izra5unavanja M-12 Godišnje vrednosti intervalnog proizvodnog ko- QIlClQGIl"Ca ooe«o«o0«oeooeooee sO ( M-13 Relativni odnosi suma kvadrata odstupanga empi-ri6kih vrednosti od ocenjenili za pojedine meto-de racananja intervalnog proizvodnog koefici-Oenta (1952«1962O) . •• . . • . o . • • . . • 538 Crna Gora 0-1 Prosečni proizvodni koeficijenti f iksnih fondova 54-0 C-2 Vrednosti S za signifikantnost trenda prosečnog proizvodnog koeficijenta (1952-1962.) . • • • . 5^1 C-3 Dinamika prosečnog proizvodnog koeficijenta na bazi empiričkih vrednosti za 1952» i 1962« god. 5^-2 0-4 Relativni prosečni proizvodni koeficijent « « „ 543 C-5 Strakturna komponenta i standardizirani indeks globalnog proizvodnog koeficijenta na bazi empi-rickih vrednosti za 1952« i 1962« godinu « e • 544 C-6 Proizvodna funkcija na bazi fiksnih fondova • o 545 C-7 Dinamika prosečnog proizvodnog koeficijenta na bazi proizvodne funkcije (1952«-1962e) . . . . . 547 0-8 Vrednosti F za testiranje jednakosti sektorskili intervalnih proizvodnili koef icinenata na bazi proizvodne funkcije (1952-1962*; . e . * • • c 548 0-9 Strukturna komponenta i standardizirani indeks proizvodnog koeficijenta na bazi sektorskih. pro-izvodniL funkcija (1952-1962.) • • c • • * • • 551 XVII Strana C-10 Vrednosti intervalnog proizvodnog koeficijenta na osnovu. različitih metoda izračunavanja (1952-1962.).............• . . • 552 C-ll Relativni odnosi suma kvadrata odstupanja empi-ričkih vrednosti od ocenjenih. za pojedine metode računanja intervalnog proizvodnog koeficijenta (1952-1962.)...........o..... 553 C-12 Godišnje vrednosti intervalnog proizvodnog koe- ficijenta e •.....<> • . • o...... 554- C-13 Vrednosti S za signifikantnost trenda godišnjih. vrednosti intervalnog proizvodnog koeficijenta (1953-1962.) ................. 556 Izrael 1-1 Prosečne stope rasta neto produkta i fiksnih fondova (1950-1959.) ............. 557 1-2 Vek trajanja fiksnih fondova (u godinama) . • 559 1-3 Prosečni proizvodni koeficijenti za Izrael • • 560 1-4 Vrednosti S za signifikantnost trenda proseč- nog proizvodnog koeficijenta (1950-1959») © • • 561 1-5 Dinamika prosečnog proizvodnog koeficijenta na bazi empirickih vrednosti za 1950» i 1959« god. 561 1-6 Relativni proizvodni koeficijenti za Izrael. 0 562 1-7 Strukturna komponenta i standardizovani indeks prosecnog proizvodnog koeficijenta na osnovu vrednosti za 1950« i 1959« godinu •..„•• 563 1-8 Proizvodna fankcija na bazi fiksnih fondova za Izrael (1950-1959.) . . • . . . . . ..... 564 1-9 Dinamika prosecnog proizvodnog koeficioenta na bazi proizvodne funkcije (1950-1959.). .... 567 1-10 Proizvodna funkcija na bazi fiksnih fondova za Izrael (na bazi alternativnih agregata proiz-vodnje).................... 570 1-11 Stru.ktu.rna komponenta i standardizovani indeks prosečnog proizvodnog koeficijenta na bazi sek-torskili proizvodnih funkcija (1950-1959.). • • 571 1-12 Vrednosti S za signif ikantnost trenda godišnoili vrednosti Intervalnih proizvodnih koeficijenata (1951-1959.)............o . . ¦ . 572 xvin Strana 1-15 Vrednosti intervalnog proizvodnog koef icijenta na osnovu razlicitih metoda izračunavanja 1-14 Relativni odnosi suma kvadrata odstuparga empi-ričkili vrednosti od ocergenih za pojedine meto-de računanja intervalnog proizvodnog koefici-jenta (1950=1959«) • • <» • • . • • » o • « « o 572 1-15 Godišnje vrednosti intervalnog proizvodnog ko- eficioenta za Izrael oae«.0o0«o.«e 373 Kanada K-l Prosečni proižvodni koeficioenti fiksnih. fondo- Va Za JiaiiaClU. eoec©oe«oeooa>ooco y (s K-2 Vrednosti S za signifikantnost trenda prosečnog proizvodnog koeficioenta (1946 1955«»)» • • • • 576 K-5 Dinamika prosečnog proizvodnog koeficijenta na bazi empiričkih vrednosti za 1946. i 1955» gode 577 K-4 Relativni proizvodni koeficijenti za Kanada« e 377 K-5 Strukturna komponenta i standardizovani indeks prosecnog proizvodnog koeficijenta na osnovu. vrednosti za 1946* i 1955« godinu » • *© c . « 578 K-6 Proizvodna funkcija na bazi fiksnih fondova K-7 Vrednosti P za testiranje značajnosti razlika koeficijenata sektorskih proizvodnih funkcioa (1946—1955©) •o©©c««ooo»oeoo«»e 5^1 K-8 Dinamika prosečnog proizvodnog koeficijenta na bazi proizvodne fankcioe (1946-1955«)© o o « • 584 K-9 Straktarna komponenta i standardizovani indeks prosečnog proizvodnog koeficijenta na bazi sek-torskih proizvodnih funkcija (1946»1955o)« • • 585 K-10 Vrednosti intervalnog proizvodnog koeficijenta na osnovu razlicitih metoda izracunavanja K-ll Relativni odnosi suma kvadrata odstapanja empi-ričkih. vrednosti od ocenjenih za pojedine meto-de racunanja intervalnog proizvodnog koeficijen-ta (1946-1955«) . • . . • • . . • • « . . . • 586 K-12 Godišnje vrednosti intervalnog proizvodnog koe- ficijenta za Kanada o««co«.ee» • » • 587 XIX Strana K-13 Vrednosti S za signifikantnost trenda godiš-njili vrednosti intervalnog proizvodnog koe-ficijenta (1947-1955.) ........... 586 Velika Britanija V-l Prosečni proizvodni koeficijenti fiksnih fon- dova za Veliku Britaniju • «.••.<,••• 5B9 V-2 "Vrednosti S za signif ikantnost trenda proseč- nog proizvodnog koeficijenta (1949-1960.)• • 590 V-3 Dinamika prosečnog proizvodnog koeficijenta na bazi empiričkih vrednosti za 194*9* L 19^o# 591 V-4 Relativni prosecni proizvodni koeficijenti za Velika Britanija •••••.•••••»•• 591 V-5 Straktarna komponenta i standardizovani indeks prosečnog proizvodnog koeficijenta na osnovu vrednosti za 19^9« i 1960. godina • . . . • 592 V-6 Proizvodna f ankcija na bazi fiksnili f ondova (1949-1960.) ................ 593 V-7 Dinamika prosečnog proizvodnog koeficijenta na bazi proizvodne funkcije (1949-1960.) • • 596 V-8 Strukturna komponenta I standardizovani indeks prosečnog proizvodnog koeficijenta na bazi sek-torskih proizvodnih fankcioa (1949-1960«). . 598 V-9 "Vrednosti intervalnog proizvodnog koeficijenta na osnova različitih, metoda izračunavanja (1949-1960.) . . . . •.......«... 599 V-10 Relativni odnosi suma kvadrata odstapanja empi-ri5kih vrednosti od ocenjenih za pojedine meto-de račonanja intervalnog proizvodnog koeficijen-ta (1949-1960.) *............. 601 V-ll Godišnje vrednosti intervalnog proizvodnog koe- ficijenta za Velika Britaniju. ••••.•• 600 V-12 Vrednosti S za signifikantnost trenda godišnoih vrednosti intervalnog proizvodnog koeficijenta (1950-1960.) ..... ........... 601 Tabele az glava V V-l Investicije a toka kao % nove vrednosti fiksnih 603 fcndova ... .••••o..«.».o.. V-2 Sektorska straktara privrede (po repablikama) 604 XX Strana V-3 Sektorski prosečni proizvodni koeficijenti (po repablikama) Oo«. «¦•«<>. «,e0« 605 V-4 Razlike u strukturi i sektorskim prosečnim proizvodnim koeficijentima izmedju pcgedinih republika i Jugoslavije u celini za 1952« i 1962o godinu (na bazi empiričkili vrednosti) gQg V-5 Struktura akapnih f iksnih. f ondova za Jugosla- , . ° 607 vijlloooceoeooaoiseoeeeooe VJV/ ( V-6 Učešde novih investicija u dmŠtvenom proizvo- da repablika (prosecno za period). • • « 0 • 608 V-7 Učešce novih. investicija u novim investicijama privrede (po repablikama) e • • • • e • e « 608 SPISAK GRAPIKOHA 1« Odstupanja godišnjih vrednosti proizvoda od vred-nosti na bazi proizvodnih fuzLkcija (Jugoslavioa, 2, Proizvodna funkcija na bazi fiksnih fondova za privredu (Jugoslavija, 1952-1962.) «, e • « . . 159 3« Sektorske proizvodne funkcije za Jagoslavlja (1952-1962«) . . . . . 0 . . . . . . • . . . 161 4» Intervalni proizvodni koeficijent za privreda (Jagoslavija, 1952-1962.). . . . • o..... 172 5» Intervalni proizvodni koeficijent za indastrija (Jagoslavija, 1952-1962O) ••••«e*0«e 175 6. Proizvodne fonkcije za agregat "ukupno" (1952-62,)185 7« Odstu.pan;ja godišnjih vrednosti proizvoda od vred- nosti na bazi proizvodnih. funkcija za "ukupno" 186 80 Proizvodne funkcije za privreda (1952-1962.). . 199 9. Odstapanja godišnjih. vrednosti proizvoda od vrednosti na bazi proizvodnih. funkcija za priv- 2?6Q.U. ceooo«oo»oooeo©«eoo oo čLSJKJ 10. Vremenski presek globalnih proizvodnih koefici-jenata za repablike .«..0oe«oee9e« 204 11. Distribucija frekvencija sektorskih relativnih. proizvodnih koeficijenata za Jagoslaviju i republike (1952-1962«)0 ••••••e«««*« 206 XXI Strana 12. Distribucija frekvencija sektorskih proizvod-nih koeficinenata za Jugoslaviju i repablike 13. Odnosi sektorskih vrednosti za 1960e godinu. za Jugoslaviju i republike • ••»»••••••• 210-211 14» Intervaini proizvodni koeficijent i prosečna stopa rasta fiksnih. f ondova za privreda , » . • 219 14a.Prosečni elasticitet proizvodnje u odnosu na fiksne f ondove za privredu •••„«. .<,©•• 219 15* Odstapanja godišnjih vrednosti proizvoda od vrednosti na bazi proizvodnlh funkcija za in- CLU.S ul?l^) U. »»•e>eoe»o»e«ec«eee** d.^\J 16. Proizvodne funkcije za sektor indastrije (1952-1962.) .................. 236 17. Intervalni proizvodni koeficijenti i prosečne stope rasta fiksnih fondova za Industriju • o e 241 18. Vremenski presek proizvodniii koef icijenata za industriju republika .O..o0.».«»« 245 19. Proizvodne funkcije za sektor poljoprivrede (1952-1962.) c o . o . . . .......o . . c 252 20. Odstupanja godišrgih vrednosti proizvoda od vrednosti na bazi proizvodnih funkcija za po-ljoprivredu « »...eo.....••»•••• 256 21. Proizvodne funkcije za sektor saobracaja 22. Odstupanja godišnjili vrednosti proizvoda od vrednosti na bazi proizvodnih funkclja za saobračai ,,»<,, »eoe*««**<»«.«0«e 264 23. Odstupanja godišnjih vrednosti proizvoda od vrednosti na bazi proizvodnih funkcija za gra-djevinarstvo e a • e o .»«..«*«» e , o • 280 24* Odstupanja godišngih vrednosti proizvoda od vrednosti na bazi proizvodnih funkcioa za ZanaoSbVO »o oo«oe«e*eeooeoeo« Č.XjL— 25. Proizvodne fankcije za sektor ostalo+ (1952-62.) 284 26. Prosečni proizvodni koeficijenti na bazi nove i neto vrednosti fiksnih fondbva (Jagoslavija, 1920-1959*). ...•.••••• ..... 000 292 27. Brato, nove i netc investicije a Jagoslaviji (1920-1959.) . . • • •............. 296 XXII Strane 28. Dugorocne tendencije odnosa izmedju proizvoda i fiksnih fondova u Jugoslaviji (1920-1959«) 3O3a 29* Modelske i empiricke vrednosti novih investicija 383 Grafikoni za ,iagoslovenske repablike i neke strane zeml.je Srbija S-l Odstupanja godišnjih vrednosti proizvoda od vrednosti na bazi proizvodnih funkcija (Srbija, 1952-1962«) .......... . . • 4^8 S-2 Sektorske proizvodne funkcioe za Srbiju. \X.yyc.a-X.yOd. e )»t>0»*c*«ocoQo«>ooe> ^Oid S-3> Intervalni proizvodni koeficijent za poljop- rivreda (Srbija, 1952-19^2.) »oo.eoo.o 466 Hrvatska H-l Odstapanja godišnjili vrednosti proizvoda od vrednosti na bazi proizvodnih funkcija (Hrvatska, 1952-1962«) •.•.,..•.... 476 H-2 Sektorske proizvodne funkeioe za Hrvatska (1952-1962 #) o * , • o •••••••• • <, * • 480 H-3 Intervalni proizvodni koeficijent za ostalo (Hrvatska, 1952-1962«) # ...........484 Slovenija Sl-1 Odstapanja godišnjih vrednosti proizvoda od vrednosti na bazi proizvodnih, f unkcija (Slo-venija, 1952-1962O) •«6ft».ooo0ec*e 494 Sl-2 Sektorske proizvodne funkcije za Slovenioa Bosna i Hercegovina B-l Odstapanja godišnjili vrednosti proizvoda od vrednosti na bazi proizvodnih funkcija (Bosna i Hercegovina, 1952-1962#) ...... 511 B-2 Sektorske proizvodne funkcioe za Bosnu i Her- cegovinu (1952-1962O) • • • o • 0 • « «••• 515 B-3 Intervalni proizvodni koeficijent za industri- iu (Bosna i Hercegovina, 1952-1962.) . c * , . 517 XXIII Strana Makedonija M-l Odstupanja godišnjih vrednosti proizvoda od vrednosti na bazi proizvodnih funkcija (Makedo- nija, 1952^19620) eo^oooeeeoo.oe 5^9 M-2 Sektorske proizvodne funkcije za Makedoniju (J\S)^2.^V^S2, 9 ) oee oeoooeeeooeoo 532 M~*3 Intervalni proizvodni koef icijent za poljop- rivredu (Makedonija ? 1952-1962«)«, • ••••• 534 Crna Gora C-l Odstapanja godišrgih vrednosti prolzvoda od vrednosti na bazi proizvodnih funkcija (Crna Gora9 1952-1962«) t,0e,e*<,0e0t,ooeo 5^6 0-2 Sektorske proizvodne funkcije za Crna Goru (1952-1962.) e e e . # . . . . o o . . . o . 549 C-3 Intervalni proizvodni koeficijent za indvistrl- Oix (Crna Gora, 1952»1962#) .. . . e . . • • . 355 Izrael 1-1 Odstupanja godišngih vrednosti proizvoda od vrednosti na bazi proizvodnih funkcioa (Izrael, 1950»1959o) ••••••• • • • • • 565 1-2 Sektorske proizvodne fankcioe za Izrael (1950-1959.) • • • • o . . e . . o • • . . o 568 Kanada K-l Odstupanja godišnjih vrednosti proizvoda od vrednosti na bazi proizvodnih funkcija (Kanada, 1946-1955•) ••••••• . . - . . 580 K-2 Sektorske proizvodne funkcije za Kanada (1946-1955o) •••©••©•••••••••« 583 Velika Britanija VB-1 Odstapanja godišnjih vrednosti proizvoda od vrednosti na bazi proizvodnih funkcija (Veli-ka Britanija, 1949»196o<.) •••••••••• 595 VB-2 Sektorske proizvodne f onkcide za Veliku. Brita- niju (1949-1960.) «, • . . . • • • • • e • • • 597 SAV VIII-1 Dugorocne tendenclje odnost izmedja iruštve-nog proizvoda i f iksnih f ondovi u, SAD (1909-1959.) . . . . . o . • o......o 609 Glava I UfODUA RAZIHRHJA Namena stnditje Kod nas i a planskim privredama uopšte, sve vi-še se akazaje potreba za dugoročnim planovima privrednog raz~ voja kao osnovnoj orijentaciji za sredrgerocne planove«, Kada se a 1958. godini a Saveznom zavodu za privredno planiranje pristapilo izradi dugoročne projekcije privrednog razvoja Jugoslavije, kloučni parametar u prcgekeiji je bio kapitalni koef icijent«, Medjatim, tu se naišlo na teškode jer se isposta-vilo da je to područje nedovoljno obradjeno i da ne postoje adekvatne stadije o karakteristikama i tendencijama promena ovog relativno novog instramenta makroekonomske analize* Ne samo da sa bile empiricke studije veoma osku-dne, Yec ge i metodologija na tom području neagednacenac Po-javljuje se niz kapitalnih koeficijenata na bazi različitih statistickih agregata koji se upotreblgavaju za razlicite analitičke i modelske svrhe» Dalje razlike nastaju akoliko se primenjaou različiti nacini izracanavanja koeficijenata. Sve to vec samo po sebi sman.juge korisnost inace ^etkih empi-ričkih stadija o kapitalnim koefioijentima« Tako se naprimer na konferenciji na Krfa 1961* godine aajeminentniji skup na-a5nika sa Zapada za podracje kapitala nije mogao složiti oko interpretaoije i pitanja stabilnosti odnosno nestabilnosti kapitalnih koeficijenata mada su argumentirali na osnovu is-tog empiričkog materijala© Inace, glavni razlog da ne možemo na tom podrac-ja direktno koristiti tadje iskastvo leži a tome da ti odno-si odražavaju specifične karakteristike privredne i društve-ne sitaacije a pooedinim zemljama i kao takvi nisu direktno primenl^ivi na naše aslove. Za potrebe planiranja od velike je važnosti atvrditi velicina i karakteristike pooedinih instrumenata ekonomske analize i planiranja a konkretnim prirodnim, demografskim, straktarnim, telinološkim i instita-cionalnim aslovimae Strategijska aloga osnovnih. sredstava a privred- 2. nom razvogu, upuduje na hipotezu da ce proizvodna funkcija ' na bazi osnovnih sredstava uprkos tome što se radi samo o odnosu jednog faktora proizvodnoe i proizvoda moci da poslu-ži kao prva aproksimaci;ja mogucnosti transformacije uloženih. sredstava u. fiksne fondove u povecanje proizvodnje za potre-be srednoeročnog i dugoročnog planiranja odnosno da pravil-nosti tendencija promena u. tom odnosu mogu da ukažu na zavis-nost tog odnosa od pcgedinih karakteristika privrednog razvo-ja« Drugjuoa rečima, postavlja se hipoteza da je za model za pr~ vu aproksimaciju plana adekvatno i operativno odabrati da osnovna sredstva badu predstavnik ostalih faktora koji atiču na proizvodnja, pogotovu u zemljama sa dovoljno radne snage. Imao^i ^- vida kompleksnost odnosa koji predstav-Ija proizvodna funkciga sa osnovnim sredstvima kao jedinim eksplicitnim faktorom proizvodnje»u ©mpiričkom delu, rada se traži odgovor na pitanje a kojoj meri empiričke vrednosti od-nosa flksnih fondova i proizvodnoe predstavljaja zadovoljava-juda struktarna invarijantu odnosno kalrra je empirička stabil-nost i pouzdanost te veze na pojedinim nivoima agregacije, za odredjene statistiSke agregate i metode izračunavanja. Zbog toga je glavni zadatak ove stadije empirička verifikacioa plaazlbilnosti hipoteze da može jednofaktorski model na bazi osnovnih. sredstava da posluži kao korisni instrument makroeko-nomske analize i planiranja, odnosno da se ispita njegova kori-snost i ograničenja« U ovom rada smo pre svega zainteresovani za ana-liza odnosa osnovnih sredstava i proizvoda za našu zemlja. Kako sa u okvira priprema statisticko-dokumentacione osnove sedmogodišnjeg plana SFRJ pripremljene od strane Saveznog za=-voda za statistiku vremenske serije društvenog proizvoda za socijalisticke republike za period 1952-1962« kao i vremenske serije fiksnih fondova od strane dr I. Vinskog, empirička ana-liza ovog perioda, koji je najrelevantniji što se tiče aktu-elnosti zakljačaka i kvantitativnih ocena parametara i odno-sa9 mogla je da obuhvati i analizu odnosa za naše republike i privredne oblasti« Dagoročna analiza ovog odnosa za Jugo- ae Serije draštvenog proizvoda po repablikama se od 1964. go-dine publikuju u SGJ, dok su podaci o fiksnim fondovima objavljeni a rada I. Vinskog /6/* 3* slaviju kao i komparativna analiza ovih rezultata i rezulta-ta za druge zemlge treba da nagoveste mogucnost i odredjenu. pravilnost kvalitativnih promena da bi se prema potrebi ek-strapolacija dosadašnjih relacija mogla adekvatno dopuniti u. vezi sa predvidjenim kvalitativnim promenama« Pošto je proizvodni koeficijent f iksnih. fondo-va kao instrument makroekonomske analize skorijeg datuma bilo je potrebno da se celokupna problematika sistematski obradi i zauzme stav a niza nerasčišcenih pitanja njegove suštine, karakteristika metoda ocergivanja, interpretacije i primene. Stoga če se u avodnini razmatranjima obraditi još te-orijski problemi u vezi sa fiksnim fondovima kao faktorom proizvodnje* U drugoj glavi diskutovani su problemi njiliovog merenja i agregacije, dok sa u tredoj glavi obradjeni kon-cepcijski problemi odnosa izmedja fiksnih. fondova i proizvo-da# U četvrtoj glavi diskutovani su dosadašnji metodi izra-čunavanja tog odnosa i dat je predlog za metodologija empi-ričkih istraživanja a petoj glavi koja predstavlja rezultate empiričke analize proizvodnih koeficijenata fiksnih fondova za Jugoslavi;jUo Šesta glava prezentira osnovne tendencije promena proizvodnih koeficijenata na bazi rezultata za Ja-goslavija i drage zemljeo Sedma glava daje konstrakcija jed-nog globalnog i višesektorskog modela na bazi proizvodnih koeficijenata fiksnih fondova i rgegovu primenu na analizu privrednog razvoja Jagoslavije u perioda 1952-1962. Osma gla-va tretira probleme interpretaeije i primene posmatranog instrumenta makroekonomske analize pre nego što se sumiraja rezaltati ovog istraživanja0 Prilozi osnovnom dela stadije dati sa a dva dela, U prvom delu je prezentirana empiricka analiza proizvodnih koeficijenata fiksrdh fondova za naše repablike, Izrael, Ka-nadu i Velika Britanija pojedinačno« Ovi rezaltati predstav- X Proizvodni koeficioent je definisan kao odnos proizvoda i fiksnih fondovae Termini osnovna sredstva i fiksni f on-dovi ce se a ovom rada apotrebljavati kao sinonimi. 4. Ijaju. osnov za komparativnu analizu u. petoj i šestoj glavi« U ovom delu priloga tabele i grafikoni obeležavaju se po po-jedinim zemljama odnosno republikama na koje se odnose, dok su u drugom delu priloga označeni prema glavi na koju se od-nose« Izbor zemalja i statističkih agregata je ograni-čen raspoloživim podacima, koji su smatrani relevantnim na osnova teorijskih razmatranjae Što se tiče naše zemljej, ne-dostaja pre svega podaci o aktiviranim fiksnim fondovima kao i podaci o novoj vrednosti fiksnih. fondova za agregate manje od privrednitL oblasti tako da je time detaljnija analiza stroktarnili karakteristika naše privrede u odnosu na f iksne fondove ograničena« TJ radu je dat jedan predlog metodologije ispitivanja karakteristika proizvodnili koeficijenata fiksnih fondova na bazi aproksimacije proizvodne funkcije pomoda in-vesticija i priraštaja proizvoda, ali se zbog obimnosti po-dulivata i nedostataka finansijskih sredstava nije pristapilo analizi za niže agregate«, Konkretni problemi koji sa se pojavili u toka istraživanja i način njihovih rešavanja kao i ogranicenja koja iz toga proizilaze diskutovani su uz obradu odgovaraju-če materijeo U sledečem odeljka ce se razmotriti neka opšta pitanja odnosa izmedja fiksnih fondova i proizvoda kao aproš-6ene proizvodne funkcije u odnosa na opšti pojam proizvodne fonkcije odnosno neke karakteristike fiksnih fondova i osta-lih. faktora proizvodnjeo Osnovna sredstva i ostali faktori proizvodn,ie U ekonomskoj analizi apotrebljavani s\i najrazli-čitiji pristapi i aproksimacije proizvodnoj funkciji, odnos-no više naglašavani pojedini aspekti9 ved prema tome koji je aspekat naorelevantniji za problem koji se istražaje, Tako poznajemo kratkorocne i dagoročne proizvodne funkcije, koje se razlikuja prema broju faktora proizvodnoe koji su varija-bilni a periodu na koji se proizvodna funkcija odnosi« Neki umesto potpune specifikacije svih faktora proizvodnje apotre-bljavaju proizvodnu funkciju k©ja je ograničena samo na izve- stan broj faktora, obično kapital, rad i još možda zemlju, koje zova primarnim faktorima proizvodnje« Jedan važan aspekt predstavljaj\x pretpostavke o mogucnosti supstitucije pojedi-nih faktora proizvodnje, kcge moga varirati izmedju. dva ek-stremas proizvodnom funkcijom gde sa oni striktno komplemen-tarni (fiksni telmički koeficijenti) i proizvodnom funkcijom koja dozvoljava njihovu. kontinuirano supstituciabilnost« Proizvodne funkcije se razlikuju i prema tome da li su pro-izvod I faktori proizvodnje izraženi \x fizickim ili vrednos-nim jedinicama merec Sa druge strane, važna je i razlika izme-dja telinološko h.omogeni3i proizvodnih funkcija i izmedju agre-gatnih proizvodnih funkcijao Na ovom mestu necemo se apaštati u ocenu. pojedinih vrsta proizvodnih funkcioa, opšti kriteri-jum za izbor ostaje* naravno? problem i svrha istraživarga* Ili, kako to postavlja Allen /1, str« 333/ stvarni tebnicki uslovi su toliko kompleksni da svaka njiliova formulacija nažno predstavlja samo jedna aproksimaciju« Dakle, odlaka o tome koja ce se simplificlrana "proizvodna funkcija" prime-niti ovisi o rgezincg prikladnosti sa ekonomskog stanovišta i matematičkoj aproksimaciji«, U teorioi predazeča proizvodna funkcija opisaje tehničke aspekte proizvodnoe, specificirajači proizvod kao funkcija faktora proizvodrgeo Ona je zapravo opis tehnološ-kih. mogacnosti, koji je neovisan o ekonomskim i tržišnim fenomenimao Medjutiuij teoretska proizvodna funkcija bazira se na pretpostavci tehničke i tehnološke efikasnosti jer pret-postavlja maksimalni mogaci proizvod koji je mogac az neki odredjeni skup faktora proizvodnje« R"aimef smatra se da inže-njeri za svaki dati skup faktora proizvodnje prcgektiraou ta-kav proizvodni proces, koji ce dati najvedi proizvod /4 , str« 84/ odnosno da je optimalna apotreba bilo kcge odredje-ne kombinacioe faktora proizvodnje tehničkij a ne ekonomski problemo Sa druge strane^ ekonomski problem predstavlja iz-bor optimalne kombinacije faktora proizvodnje za dati pro-izvod u zavisnosti o cenama proizvoda i utrošaka /3> str.- 44/e Ove osobine proizvodne funkcije joj obezbedjaja visok stepen autonomije (pod stepenom autonomije neke relacije/do koje mere L. Klein podrazumeva ostaje ta relacija važeča pod razlicitim okolnostima /4? str« 84-A Drugim rečima^ proizvodna funkcija je invarijantna na promene koje ne proistica iz oblasti tehnologije (tehničkih nauka i nauka o organizacioi)» Kako se naš problem^ istraživanje smisla i sta-bilnosti odnosa osnovnih sredstava i proizvoda? razlikuge od problema koji se pred proizvodnu funkcija postavlja u. teori-ji predazeča^ gde ona treba da da informaciju. o čitavoj le-pezi tehničkih. aslova proizvodnje odnosno transformacije atrošaka u proizvod kako bi proizvodjac mogao napraviti iz-bor ekonomski naooptimalnioe kombinacije faktora proizvodnje, mi cemo za naše potrebe preformulisati neke karakteristike proizvodne funkcije© Pre svega^ naš neposredni cilo je istra-živanje odnosa proizvoda i osnovnih sredstava u tom procesa proizvodnoe, šta taj odnos znači$ koliki je i kakvi se zak-Ijacci moga izvači o njegovoo dinamici i stabilnosti na os-novu iskastava iz prošlosti0 U ovom kontekstu nas ne intere-suje koje sa sve proizvodne mogučnosti bile poznate, iako ne nužno i primenjenej niti motivi odnosno mehanizam za izbor odnosno diskriminaciju medja njima« Dragim rečima, ovde nas nece interesovati zašto i kako je odabrana neka proizvodna funkcija od strane proizvodjača kao shema procesa proizvod-nje koji 6e on primenitio Pokušat če se dakle odvojiti des-kriptivno tehnološki aspekat od normativnog aspekta uloge osnovnih sredstava u proeesu proizvodnje^ zanemarajuči ovao drugi koji ge relevantan kao kriterioum za investicione odlu-keo Naime, nas ce interesirati samo realizovane proizvodne funkcije, tj« one koje opisuju tehnicke aslove onog procesa proizvodnje koji se ustvari primenjuje. Naglasak je na ex post posmatranjUj a ne na ex ante ideji proizvodne funkcije« To dalje znači da ova proizvodna funkcioa odra-žava jedan odredjeni na5in proizvodnje odnosno odredjeno tehnološko rešenje« Ovde se namecu pre svega dva problema; prvo, šta znači promena tehnologijej tj0 šta treba smatrati za kretanje duž neke proizvodne funkcije i šta za promene parametara te funkcije (što je povezano sa naSinom kako čemo definirati našu ex post proizvodnu funkciju odnosno njezino kretanje u vremena); drago^ kakav je odnos idealne, t^o teo- rijske proizvodne funkcioe kcga bazira na maksimalnoo tehno-loškcg i organizacionog efikasnosti i stvarnog ex post odno-sa proizvoda i utrošaka koji se obično tretira u kontekstu analiza parcijalnili i globaln® produktivnosti faktora proiz-vodnjeo Na ovom mestu se ova dva problema, koja medjasobno nisu. nezavisna, nede daloe razradjivati? to če se ostvariti za kasnije kada cemo iz razmotriti sa stanovišta zahteva i mogucnosti empiričke analize* Pre toga treba da vidimo kakve su kvalitativne razlike u karakteristikama pooedinih tipova faktora proizvodrge koji se pojavljuja a proizvodncg fankciji, Proizvodna funkcija u svom opštem obliku može se formulirati kao FCk-j^ x2 x3 °00 ^n) ~ °* ^^e x<°°ev^ sa pozitiv-nim predznakom predstavljaju proizvodes a oni sa negativnim predznakom utroške© Za razmatranje tehnološke determinisanos-ti proizvodnih koeficijenata fiksnih fondova najpodesnije Qe da pretpostavimo proizvodnu funkciju sa jednim homogenlTi pro-izvodom, više faktora proizvodnje i konstantnim telmickim ko-eficijentima9 što nas oslobadja a ovoq fazi neoptrebnih dalj-nih kompllkacioao Pretpostavke sus konstantna telinologija, konstan-tni prinosi u odnosu na obim proizvodnje, homogeni faktori proizvodnje i konstantna intenzivnost njiliovog iskorišcavanja. Tako odredjena proizvodna funkcioa nekog proizvoda P jeste JT = I \X-j ^ O O O A< f 9 9» Tt " gde su x. specifičnij kvalitativno razliciti faktori koji sa potrebni za ovaj specifičan nacin proizvodnje P» Da bi se za-držao čisti tehnološki karakter, neka se proces proizvodnje sastoji iz jedne same operacijeo Jedna od vremenskih kompo-nenti koje se javljaju a proizvodnoj fimkcioi jeste vreme trajanja ciklusa proizvodnje9 tj« ono vreme koje je potrebno da se interakcijom datih faktora proizved© Po U našem sluča-ja je to vreme trajanja te operacije9 za to vreme sa svi fa-ktori proizvodnje vezani a proizvodnom procesu«, Pod datim pretpostavkama s\x proizvod kao i atrošci funkcije vremena i mere se kao tokovi u odredjenom vremenskom perioda« x Kada se promene gornje rigidne pretpostavkef ova konstata-cija i dalje važi samo u,z drukciju definicija atrošaka. 8. Ovi specifični faktori proizvodnje mogu se kla-sificirati prema nekim zajedničkim karakteristikama a šire grupe faktora proizvodnoe« Pre svega je to podela na radna snagu, predmete i sredstva rada« Njihova zajednička karakte-ristika je upotrebna vrednost kao faktora proizvodnje, dok je osnova za gornju klasifikaciju u funkcioi koju. oni vrše u procesa proizvodnje<> Radnik svrsishodnom delatnoŠču. pomo--6u sredstava za rad menja osobine predmeta rada na takav na-Čin da kao rezultat dobije proizvod sa odredjenom apotrebnom vrednošču, Podela na lične i stvaime faktore proizvodnoe u ovom konteksta konstantne tehnologije nema mnogo smisla, jer zbog pretpostavloene striktne komplementarnosti faktora pro-izvodnje ovakva proizvodnja nije moguča cim nedostaje jedan faktor, bilo licni ili stvarni, pa ta nema nikakve razlike« Suštinska razlika nalazi se van proizvodne sfere i čak nema nikakve veze sa čovekom kao faktorom proizvodnjee Smisao pro-izvodnje kooom upravlja čovek je zadovoljavanje Ijadskih. po-treba, svi plodovi proizvodnje dele se medju, Ijadima, cilj je povedavanje apotrebnih vrednosti po čoveka; dok može, ali ne mora, maksimiziranje prema stvarnim faktorima proizvodnje biti samo sredstvo, odnosno kao što je pokazao Marx, na po-Iju distribucije tih plodova odnosi medju stvarima su samo prikriveni odnosi medju Ijudjjia«** Sa drage strane, čovek je nezamenljiv a "proizvodnji" novih efikasnijih proizvodnih funkcijaj a a istraživanja "tehnologije proizvodnje" ovili kreativnih sposobnosti kao i ekonomskih aspekata obrazovanja i istraživackog rada tek su napravljeni prvi koraci«, x Vidimo dakle ovoi Hoce li se neka apotrebna vrednost ja-viti kao sirovina9 kao sredstvo za rad ili kao proizvod, zavisi potpuno od fixnkcitje koja joj je \x procesa rada odred.jena, od mesta koje u noemu. zaazima, a s mestom se mergaju i noena odredjenja" /5, str. 131/» XX. Dagoročna tendencija je oasna, sapstituirati što više je moguce licni faktor sa stvarnim faktorima proizvodnje u procesu. proizvodnje dobara. 9. Jedna druga razlika koja isto tako nije značajna sa stanovišta proizvodne funkcije oe izvor faktora proizvod-nje* Naime^ oni mogu ali ne moraju biti i sami neki proizvod, I druga razlika? medju faktorima proizvodnje koji se mogvi re-prodacirati i onima kcgi se ne mogu reproducirati nema nika-kav efekat na njihovu upotrebnu vrednost kao faktoiaproizvod-nje u. ovom kontekstuf razlike a ogranicenosti odnosno elastič-nosti ponade faktora ne utiču na upotrebnu vrednost postoje-clh. količina tili faktora proizvodnje, iako mogu aticati na njihovu cenuu Jedna druga razlika potiče isto tako iz domena reprodukcije faktora proizvodnje9 ali ne iz činjenice da li je ona uopšte moguča ili ne, nego od toga da li je ona nužna ili ne posle svakog procesa proizvodnje, Kriterijum za kla-sifikacija na faktore proizvodnja koji predstavljaja varijab-le sa karakteristikama fonda i one druge, sa karakteristika-ma toka, sa stanovišta proizvodnog procesa jeste vreme u. ko-me oni kao upotrebne vrednosti mogu funkcionisati u svojstvu faktora proizvodnje a tom odredjenom procesu proizvodnje re-lativno u. odnosu na vreme trajanja proizvodnog ciklusa«Dru-gim rečima, fond varijable zadržavaja kroz ceo vek svog tra-janja sposobnost da deluju kao faktori proizvodnje a tom is-tom procesa proizvodnje9 one kao takve postoje a vremenu i noihova dimenzija mere je kolicina a momenta, Varijable sa karakteristikama toka gube a jednom ciklasa proizvodnoe svoj-stvo faktora proizvodnde za taj proizvodni proces, pa se mo-raja za svaki novi ciklas proizvodnje nadoknaditi sa strane, njiliova dimenzija mere je kolicina a perioda vremena. Radna snaga i sredstvo za rad imaju karakteristike fonda, a pred-meti rada karakteristika toka5 kad se posmatraja kao vari-jable \x proizvodnoj fankcioi. U vezi s tim je možda potrebno da se spomena još dve stvario Prvo, trajnost nekog dobra kao nosioca apotrebn© vrednosti u smislu njegove otpornosti da u toku vremena upr-kos delovanju. raznih štetnih uticaja zadrži svoj oblik i osobine ne znači da ovo dobro u svojstvu faktora proizvodnje nosi atribute fond varijable proizvodne funkcijea Fizicka 10. trajnost dobra je samo nužan, a ne i dovoljan uslov da bi ono moglo preuzeti takvu funkciju u procesa proizvodnje. Trajnost nekog dobra koji može da posluži kao predmet rada u datoj proizvodnoj funkciji otvara samo mogucnost da se stva-raju. rgegove zaliliej, time su date samo šire mogucnosti odre-djivanja onog trenutka kada ce se njegova upotrebna vrednost kao faktora proizvodnje i realizovati« Pond varijabla a pro-izvodnoj fankciji ima još i jedna dodatna osobina, pored traj^ nosti m smislu otpornosti prema aticaoima koji sa povezani samo sa vremenom a ne i sa apotrebom9 ona i posle njezine apotrebe u funkciji faktora proizvodnje zadržava svoj oblik kao i osobine faktora proizvodnje u. istoj proizvodnoj funkci« Drugo? potrebno je akazati i na relativnost te podele« Da bi se obezbedila kontinairanost proizvodnog proce-sa potrebno je na različitim tačkama a privredi stvarati za-lihe, a ovom trenatka nas interesiraju pre svega zalihe doba-ra koje ce aci a proces proizvodnje kao faktori proizvodnje u svcgstvu predmeta rada© Zalihe imaju istu dimenzija mere kao fond varijable a proizvodnoj funkciji - količina a momen-tao Ovo im ge, dakle, jedna zajednička tačka, dok se sa dru-ge strane, može i fond varijable zamisliti kao zalihe proiz-vodnih. aslaga, koje sa potencijalno na mesta, pa se postav-lja problem kada i kako če se one realizirati* Uprkos tim nekim za;jedničkim momentima, postoje i veoma znacajne razli-ke u odnosu jednih i drngiii prema proizvodnji, a daloem toku. rada ovde ce se koncentrisati pažnja na specifičnu problema-tiku osnovnih sredstava« Kao što smo videli, fiksni fondovi predstavljaja varijablu sa karakteristikama fonda9 oni kao faktor proizvod-rge postoje u vremenu i njihova dimenzija mere je kolicina a momentUo Fiksni fondovi sa angažovani u svom punom obima a više proizvodnih procesa odnosno \x stalno ponavljanim proce-sima proizvodnjef gde služe za postizavanje odredjenih koris-nili ucinakao Zbog toga se njihov proizvodni efekat meri koli-činom proizvodnih aslaga u odredjenom periodu, što dalje zna-ci da stvarni efekat fiksnili fondova u proizvodnom procesu. predstavlja tok proizvodnih, aslaga mada fiksni fondovi sami 11. po sebi imaju karakteristike fonda« Tako je u. jednom proiz-vodnom ciklusu za dati proizvod potrebna odredjena količina predmeta rada kao i odredjeno vreme korišcenja fiksnih fon-dova i radne snage, što ukazuge na specifičan način na koji se fond varijable pojavljuju a svojstvu. faktora proizvodnje. Zbog ovih karakteristika ukupni proizvodni efe-kat fiksnih fondova ne zavisi samo od njihove količine, ne-go i od veka trajanja i od intenziteta iskorišcSavanoa fik-snih fondova« S tim u vezi je potrebno najpre naglasiti raz-liku izmedju ukupnog kapaciteta fiksnih fondova i njihovili kapaciteta u jednom ciklusa proizvodnje9 az date ostale aslove i dati stepen iskorišcavanja kapaciteta* Veličina i vek trajanja se mogu, spogiti a jedna dimenziju akoliko se radi o ukupnom kapacitetu sredstava za rad, kod normativnog posmatranja investicionih alternativa ova "jednodimenzio-nalna11 koncepcija ima smislao Medjutim, akoliko se razmatra kapacitet oednog ciklasa proizvodnje (ili npr« fiksni fondo-vi potrebni za odredjeni nivo proizvodnje za godinu dana) onda vek trajanja ne igra nikakvu aloga ako su ostale karak«-teristike jednake? tako da ta "druga" dimenzija ovde otpada. Sa stanovišta proizvodne funkcije efekat fiksnih fondova je odredjen njihovim kapacitetom u jedjaom ciklu.su proizvodnje, tako da vek trajanja fiksnih fondova ne alazi kao parametar a proizvodna fankcija gde odredjeni fiksni fondovi predstav-Ijaou faktor proizvodnje mada predstavlja jednu bitnu kom-ponenta u procesu proizvodnje tih fiksnih fondova kao i u. investicionoj odlaci«, Medoatim, iz činjenice da je trajnost relativno s obzirom na dužinu jednog ciklusa proizvodnje jedna od glavnih. karakteristika fiksnih fondova sledi da je potrebno odjednom angažirati fiksne fondove a celini (tj« ukapni ka-pacitet) mada njihov trenutni proizvodni efekat odgovara X Vidi i glava III. 3ee Jedna detaljna analiza o ulozi kapitala kao faktora proizvodnje može se nači u /2, Io dio/. 12 • samo kapacitetu jednog ciklusa proizvodnje«, Korisni ucinak fiksnih fondova se proteže kroz jedan relativno dug period s tim da je intenzltet korišcenja tih. proizvodnili usluga u odredjenom periodu ograničen* Ovi momenti a vezi sa neizves-nošcaj promenama a ukasimaj proizvodnoo strukturi i tehnolo-giji predstavljaju elemente zbog kojih su individualne kao i društvene investicione odluke toliko komplikovane i odgo-vorne, Iz tih razloga takodje ni veza izmedju investicija kao nepotrošenog dela draštvenog proizvoda i noihovog proiz-vodnog efekta, kako trenutnog tako i okupnog9 nije jasno sagledljiva, mada bi trebalo da bude jedan od osnovnih ele-menata za odluka o alokaciji resorsa« Citirana literatura /1/ R«G«DO Alleiij Mathematical Economics, MacMillan, London, 1964e ~ /2/ To Haavelmo, A Stady in the Theopy of Investment9 Tlie University of Chicago Press9 Chicago, 19^0» /3/ JeMe Hendersonj R«EO Qaandt, Microeconomic Theory% McGraw«=.Hill, New Yorkf 195&« /4/ L0R« Klein^ An Introdaction to Econometrics, Prentice-Hall, Englewood Oliffs, 1962« /5/ K« MarXj Kapital I« Kultara, Beograd, 1947« izdanje cirilicom« /6/ I« Vinski^ Proo.jena rasta fiksnih fondova po ,jiiKosloven-sklSrrepablikama" od 194-6c do 1960o Ekonomski institatj Zagreb9 1965« 13 Glava II MERENJE 0 S H 0 T H H SREDSTAVA Problem kvantifikacije karakteristika fiksnih fondova9 a pogotovo problem agregacije^ često je diskutiran u ekonomskcg literaturio Izgleda da je postignata saglasnost u tome da zbog vanredno komplicirane situacije nema smisla tražiti neku opštu definiciju. i meru kapitala kao takvog, vec da.postoji više prakticnih definicioa koje su. relevantne za pojedine probleme istraživanja« Naooednostavniji i nedvosmisleni sa fizički po-kazateljio Tako se mogu fiksni fondovi izraziti kao inventar, kao spisak dobara sa svojim razlicitim fizickim karakteristi-kama0 Drugi način na koji se mogu izraziti fiksni fondovi jes-ta njihov kapacitet^ bilo da se radi o kapacitetu. oadnog ci-klusa proizvodnje ili o ukupnom kapaciteta kroz ceo vek tra-janja fiksnih fondova bilo da oe ^0 preostali predvidjeni ko-risni ačinak fiksnih fondovao Mada su fizicki pokazatelji ve-oma važni na mikro nivoa i kod odabiranja različitih. telmo-loških varioanti^ za analiza na nivou narodne privrede oni očito ne zadovoljavaju jer je mogucnost njihovog agregiranja veoma skncenao Draga mogucnost9 koga $e daleko fleksibilnija za sumarno izražavanje različitih karakteristika i koja je zbog toga i najviše apotrebljavana^ su vrednosni pokazatelji. Različite varijante a odnosa na izbor vrednosnih pondera moga se podeliti u dve velike grupeox Prvod grapi pripadaju ona Postojanje dva principa vrednovanoa je veoma sistematski izneo Jo Hickss "Na perfektnom tržišta su cene proporcional« n« marginalnoj korisnosti i marginalnim troškovima o 0 0 ako bi se sva dobra kcga alaz® a jedan ekonomski agregat proda-la na perfektnim tržištima,, cena po kojoj sa bila prodana mogla bi se uzati kao da pradstavlja marginalna korisnost ili marginaljie troškoveg bez razlike0 Ukoliko tržišt© nije perfektnOj, korisnost i troškovi moga biti različiti9 cena s« moža razlikovati od jednog ili od oba© Ako ne postoji tržište9 tada nema cen«9 ali se mogačnost vrednovanja prema korisnosti ili prema troškovima na isključaoa9 mada na pos-toji razlog zbog čaga bi takva vrednovanja bila istovatna" / 109 stro 20/o 140 koje naglašavaju troškovni aspekat fiksnih fondova^ polaze-ci od cena fiksnih f ondova kao finalnog proizvoda odnosno troškova nji&ove reprodukci;je0 Druga grupa potencira upotreb-nu vrednost fiksnili fondova i ocenjuje njihova vrednost na osnovu procene buducih korisnlb učinaka odnosno kapitalizaci-je budučih profitao ITa poznate probleme kompilacija društvenog proiz-voda i indeksnih brojeva u slučaju fiksnih fondova se nado« vezaja i neke nove poteškoce0 Naokarakte.risti5nija od njih je razlicita trajnost fiksnih fondova© Inače heterogenost je i ovde stalno prisatan i akatan problems koji dužina traja-nja fiksnih fondova i tehnološki napredak posebno zaoštrava-ja9 jer agregiranje obuhvata sredstva za rad koja su, proizve-dena a jednom dugom periodu pod Teoma razli6itim tehnološkioi i ekonomskim aslovimao Promene u tehnologiji mogu biti kod fiksnih fondova dvojake prirodei promene a samoo proizvodnji fiksnih f ondova ili promene u upotrebnoj vrednosti fiksnili fondova^ tjo promene \x kvalitetu fiksnih fondova kao proiz-voda predstavljaju glavni izvor tebnološkog progresa a onim granama gde oni delaju kao proizvodnl faktoro Zbog toga se kao jedan od važnih problema u merenju.osnovnih. sredstava postavlja pitanje kako razgraničiti ove dve'vrste promena^ što dalje znači da je potrebno ispitati na koji način treba uzimati a obzir promene a kvaliteta9 odnosno na koji nacSin transformirati razlike a kvaliteta u razlike u kvantiteta© Različiti kvaliteti ne bi predstavljali neku ve-lika komplikaciju ukoliko bi se kvantitet mogao meriti u.po<-redo sa kvalitetom^ odnosno ako bi bila moguča oednoznaČna i svrsishodna transformacija razlika a kvaliteta a razlike u. kvantiteta© Medjutim^ ovakva mogučnost je veoma ograničena akoliko se radi o f izičkim merama kvantiteta osnovnih sred-stava0 U slačaja da se "vrednosni pokazatelji uzimaja kao je= dinice mere pomodu kojili je moguda komparabilnost različitih vrsta fiksnih fondova9 pominja se tri alternativne metode me= renja kvantiteta fiksnih fondova^ odnosno tri načina na koji se definiše i meri promena u kYalitetao Istražujaci probleme tretiranja razlika u kvali- 15« tetu i odnosa izmedju. merenja investicija i merenja produk-tivnosti kapitala9 Eo Denison u /6/ ukazaje na različite re-zultate koje daju sledeče tri alternativne metode merenja ka« pitala odnosno promena u kvalitetcu lo merenje kapitala pomocu troškova njegove proizvodnje? 2O merenge kapitala pomoču kapaeiteta9 tjo količina kapitala je proporcionalna ukupnom, proizvodu8 3* merenoe kapitala prema doprinosa koji on daje a proizvodnjio Prvi metod koji se bazira na troškovima proizvodnje pogodan je sa stanovišta alokacije resarsa^ ali eksplicitno ne vodi računa o proizvodnim svojstvima f iksnih fondova« Na-ime, vrednost fiksnih fondova a cenama neke odredjene godi-ne predstavlja iznos troškova koje bi imali ako bi u toj odredoenoj godini reprodukovali postcgeče fiksne fondove«, Ova je vrednost9 dakle? jedna Mpotetička velicina jer se traži da se obnovi postojedi fond fiksnih fondova9 a ne njegova proizvodna sposobnoste Ukoliko je telmološki progres u pe-riodu iz koga potiča postojeci fiksni fondovi bio brz? može se ocekivati da bi ova suma premašila onaj iznos koji bi bio potreban da se reprodukuje proizvodni kapacitet pomoču najmo-dernijih sredstava za rade Ukoliko se promeni specifikacija sredstava za rad8 ova ce se promena pokazati kao više kapitala jedino u slučaja ako je talnra promena iziskivala veče realne troškove, inače ce se iskazati po vrednosti kao jednako ranijem mode-luox Na tao način se razgraničava povecana proizvodna spo-sobnost fiksnitL fondova od povečane produktivnosti u proiz-vodnji fiksnitL fondova© Tako ce se pobološani kvalitet po« kazati tek kao povecana efikasnost f iksnih f ondova za vreme njihovog dejstvovanja kao proizvodnog faktora^ tj« u onoj grani koja ih upotrebljava kao osnovno sredstvo«, Ovakav na-cSin tretiranja promena a kvalitetu je svakako a skladu sa činjenicom da se apotrebna vrednost f iksnih f ondova ostva- ai Ovo poslednje 6e se isto primeniti i u slučaju ako je po-rasla prodoktivnost a proizvodnji sredstava za rad a da se model nije promenio0 rug© tek u drugom procesu ppoizvodnje9 tako da ne bi imalo smisla da se poboljšanje kvaliteta uzme a obzir odjednom ka« da je sredstvo za rad tek uvedeno i kada se njegova upotreb-na vrednost pokazaje samo kao latentna^, a ne i kao i reali« zovana proizvodna sposobnost© Merenje kapitaia po ovoj metodi ne zavisi od mo-gučnosti merenga ostalih faktora proizvodnje«, Kao što je od interesa posmatrati produktivnost rada iako nisu poznati fiksni fondovi i drugi faktori proizvodnje9 tako ova metoda omogučava paralelno merenje promena a proizvodnji po jedini-ci kapitala bez poznavanja ostalih faktora proizvodnjeo U oba slačaja je merenj© neatralno a odnosa na azroke promena a tim koeficioentima /69 stro 224/e Druga metoda meri kvantitet kapitala njegovim kapacitetomg tako da je proporcionalan proizTedenom prodak-tUo Tad nacin očito nije pogodan za analizu proizvodnih koeficijenata jer sa oni po definiciji stalno jednaki (vi-di /2/)o Sve promene u loralitetu ovde se transformiraju. u pove6antje kvantiteta kapitala© Ovo je naročito neugodno \x slučaja depresije ili sapstitacioe faktora proizvodnje9 ta-ko da ova metoda nije interesantna kao opšta metoda mere-nja kapitala«, Naimeg, kapacitet je relativan pojam^ zavisi i od ostalih faktora proizvodnoe9 praktično ga je nemoguče agregirati za privreda u celinio Ukoliko bi to ačinili po-moca proizvodaj, to bi znacilo da je to mera proizvodnje a ne kapitala« Merenje kapaciteta ima svojiti prednosti na mikro nivou za izracunavanje potreba za odredjenim osnov-nim sredstvima i za tehnološko bilansirange« U makro ana~ lizi ova metoda nije podesna9 ona implicitno pretpostavlja da sva povečana efikasnost fiksnih fondova potiče iz pove-čanja efikasnosti a procesa proizvodnje tUi sredstava za rado Slicno kao metoda 1 ni ova metoda ne pokušava dekom« ponovati promena u proizvodnji na čiste efekte pojedinih faktora proizvodnge0 Treča metoda je najkomplikovanija baš zbog to™ ga što nastooi da meri promene a kapitalu a smisla čistog 17. efekta promene kapitala n& proizvodnjiu Drugim rečima^ ova metoda odgovara ideji dohotka kao one kolicine koje se može potrošiti a da društvo na kraju perioda nije a lošijem po-ložaju nego na početka što se tiče njegovih proizvodnih spo sobnosti9 ukoliko on@ zavise od kvantiteta i kvaliteta druš-tvenog kapitala /69 stro 229/0 Prema ovoj metodi se produk-tivnost ni jednog faktora proizvodnje nikad ne menjaj, uvek se adekvatno menga količina tih faktorao Mada praža meru neto investicija koja je teoretski svrsishodna9 ova metoda je sa prakticnog stanovišta neapotrebljiva jer je nemogace držati sve ostale relevantne faktore konstantnim I odrediti udeo promene a proizvodnjl kegi je čisti efekat kafitala« Tako E« Denison izvodi zakljačak da su troško-vi proizvodnje kapitalnih dobara^ a ne njihova sposobnost da doprinesa proizvodnji9 ona,j zadednicki imenilac koji omo= gacaje da se vrednosti razlicitih kapitalnih dobara upcre-djaja i kombinaja /ibid8 stro 234/o Me Gilbert smatra da ne postoji alternativa koncepciji merenja fiksnih fondova koja odgovara metoda kompilacioe indeksa proizvodnjee Kako su fiksni fondovi sastavljeni od različitih. dobara proizve-denih u niza godina po različitim cenama kao jedini način merenja tili fondova u realnom obima namece se njihovo tre-tiranje kao serije proizvoda koji se kombinuju po istom rezona i postapka kao što se konstraiše bilo kcgi indeks realnog proizvodao Tc Haavelmo iznosi da bi zapravo treba-lo konstraisati Setiri agregatas jedan koji bi predstavljao iznos kapitala kao integral svih neto investicija u odre-djenom periodu9 gde su ove investicioe (drugi od četiri agregata) definisane na takav nacin da se može reči da o-ne predstavljaja nepotrošeni deo realnog doh.otkae Treči agregat bi trebalo da bu.de mera volumena kapitala kao teh-nološkog faktora u odnosa na sadašnji fizički proizvodo četvrti agregat predstavlja promene tredeg agregata u, vremena /89 stro 46/o Mada daje neke dalje ideje u vezi sa agregiran«jem kapitalnih dobara sa različitim vekom traja-nja9 ni on sam nije pokušao da da neke operativiie sugesti- x Za detalje vldi /18f str0 4o7-4o8/e 18 o je9 a još manoe da prezentira takve ocene9 što ukazaje na velike poteškode a realizaciji ove idejeo Naopragmatičniji je po ovim pitanjima E6 Domar /181 str0 4o5/© On navodi niz agregata koji su podesni za neke specifične potrebe^ predla« že odredjene manipulacioe postogecih. podataka, a na oednom drugom mestu ukaza^e na potrebu empirickili radova koji bi \x ovo područje uneli više svetla što se tiče aplikacije nekih. od ovih koncepcija© Problemi agregiranja f iksnih. fondova sa donekle slični problemima kod agregiranja potrošnih dobara0 Tako agregiranje pojedinih vrsta fiksnih fondova u jednoj proiz« vodnog funkcioi predstavlja analogon agregaciji različitili potrošnih dobara kod jednog potrošača^ a agregiranje preko različitih proizvodnih funkcija analogno je agregiranja pre-ko različitih individaa© Jedna specifična poteškoca kod a^ gregiranja fiksnih fondova u. smislu proizvodnog fakfcora pro-izilazi iz različitosti Yeka traoanja fiksnih fondova« Ovaj problem spominoe To Haavelmo /8/ navodeci da vrednost kapi-talnih dobara ima zapravo tri dimenzijei kvantitet tog do-bra kao faktora proizvodnje 9 trajnost i cenu. (tjo cenu, kao varijabla kod fiksirane trajnosti)0 Ukoliko vek trajanja ne azmemo a obzir9 sama def lacionirana vrednost f iksnih f ondo-va može da da kontradiktorn© rezaltate što se tiče velici-ne fiksnih. fondova kao faktora proizvodnje© Tako T«, Haavel-mo predlaže jedan aproksimativni postapak^ da se to barem približno azme \x obzir^ što se sastoji a tome da se realni kapital u stalnim cenama (tje nabavna vrednost deflacioni-rana sa indeksom cena kapitalnih dobara standardne trajnos-ti koja sadrži kako razlike a fizičkom volumena tako i raz-llke a tragnosti) prevede na zajednički imenilac s ©bzirom na trajnost pomoča odredgenih pretpostavki ravnoteže na tržištu i interesne stopee Mada je sam problem veoma aku« tan9 ovim načinom rešavanna avode se veoma restriktivijjs „ nj©gova pretpostavke ekvilibrijuma na tržištu^ pa se time rusj/in-tencija da se u tretiranju kapitala kao proizvodnog fakto-ra tržišni fenomeni što je mogude više odvoje od tehnološ-kih fenomena0 Medjatim? problem kao takav ostaje i u. ernpi« rickim načinima ocenoivanja9 kcge cemo diskatovati a slede^ 19 • 6im odelocimao Chrag aspekat nije dosada uziman u obzir9 što je za neke specif icne probleme svakako velik nedostatak© Alternatiimi statisticki a^re^ati i metode Trednovanja Kada se pristupi ocenjivanju Trednosti fiksnih fondova^ susrecemo se sa dva osnovna metoda ocenjivanjas po historijskcg vrednosti i po vrednosti u nekom odredjenom tre-nutkiu Knjigovodstvene vrednosti predstavlgaju prva gru« pa9 gde se fiksni fondovi vode po njihovim troškovima nabav-keo Pošto se menjaju kako opšti nivo cena tako i relativne cene9 a i po granama i preduzečima je starosni sastav fik« snitL fondova različit^ ove vrednosti nisu komparabilne ni u vremenu a ni medju granama i predazedima« Stoga ove vrednos-ti nisu podesne kao mere fiksnih fondova u analizi proizvod-nje ili investicionih potreba za odredjeno povečanje kapaci« teta9 ali su očito vazne zbog toga što su te vrednosti zna« čajne a pravnom smlsla9 tako da je i aticaj mera ekonomske politike u, tom pravcug pa i mnoge odluke predazeca9 vezan baš za ove vrednostio Povremenim revalorizacidama moga se kod knjigovodstvenih vrednosti ispravitl ove mane nabavnih." vrednostlo Medjatloig obično takve revalorizacige knjigovods-tvenih vrednosti9 cak i ako su ofoavezne9 nemaju kao osnovni cilj pred sobom da zadovolje neke zahteire za oednom konzis-tentnom ocenom agregata f iksnili f ondova sa stanovišta ekonom-ske analize^ *yed teže da zadovolje najpreče potrebe u isprav« Ijanja tih irrednosti sa stanovišta cil..jeva ekonomske politike0 Ocenoivanje rredEosti riksnih fondova po vrednosti-ma u jednom odredjenom momenta je zbog toga najčešci nacin a kompilacijl statistickih podataka za potrebe ekonomske anali-zeo Kao naoprirodniji skap vrednosnih. pondera za vrednovanje i agregiranje fIksnih fondova nameca se tržišne ocene tih do-barae Na taj način se sadašnja vrednost kapitalnili dobara po-Jedinacno i a celini može aporedgivati sa potrošnim, dobrima odnosno raznim ekonomskim kategorijama koje su izražene po sadašnjem sistemu vrednovanjag npro društveni proizvod^ do-hodak^ finansijski tokovi i fondovi itd« Ova je vrednost 2oo relevantna i za investicione odluke koge se a datom momentu razmatraou^jer se sadašnja vrednost sredstava za rad pove-zuje sa cistim prihodom koji ce se pomocu njega modi ostva-ritio U ravnotežnoj situaciji oni treba da budu jednaki« S tim u vezi postavlja se /16/ pitarge kcgi od siedeca dva pristapa treba usvcgitis da li trefoa ceniti pojedine objek-te odnosno vrste osnoraih sredstava i agregirati ih. prema odredjenog klasifikaciji ili pak treba oceniti vrednost pre-duzeda kao celineg kao što to naglašava Ve Smith a tom radu bazirajadi te procene na trždšnoj ceni hartija od vrednosti pojedinih korporacijao Postoji niz faktora koji govore pro-tiv toga da se cnrakav postapak prilivati kao metodološki pri-stap ocenjivanja Trednosti fiksnih fondova^ osim za neke veoma ogranicene svrheo Medjatim9 takve ocene su posve ne-pogodne za analiza proizvodnjeo Procene koje se dobioaju, agregiranjem vrednosti fiksnili fondova omogučavaju i detaljnija klasifikacija bilo u odnosa na vrste fiksnih fondova bilo na pogone odnosno telmološke grapacije9 Medjatim^ mada ponderisanje sa sadaš« njim tržišnim cenama Izgleda konzistentno sa aspekta metode troškova i veoma relevantno sa stanovišta aporedivosti sa ostalim ekonomskim kategorioama9 a praksi se pojavlouga mno-ge poteškode koje sa svogstvene merenja fiksnih fondova^ ta-ko da se uvode razne aproksimacioe0 Zbog relatiimo dugog Teka trajanja fiksnih fon-dova i njihove fizičke imobilnosti a vecini slučajeva ogrom-na večina tih objekata a stvarl samo jednom predstavlja pre-dmet kupoprodageo U svakom odredjenom trenatka odnosno pe<= riodu samo jedan veoma ograničen deo fIksnJLh. fondova ima stvarno odredjenu tržišna cena© To sa uglavnom nova kapital-na dobra9 dok je tržište starih kapitalnih dobara veoma sku-čenoo Naime9 mnogi modeli se uopšte više ne pojavlouju niti na tržišta niti se više proizvode zbog tehnološkogj progresa u prvom odeljka društvene proizvodnje0 Tako je nemoguce do-biti trlišne cene za sve fiksne fondove kogi su u odredje-nom momentu, u, upotrebio Medoatim9 insistiranje na tržisnim cenama u stvari znači da se žele spojiti oba aspekta fik-snih fondova «=- da su proizvod^sa gedne strane3 i proizvod« 21, ni faktor9 sa druge strane - pod pretpostavkom da je tržiš-na cena jednaka ocekivanom toku bududih neto prihoda od tog sredstvas što važi za raimotežnu, situacijuo Tako se od tri metoda koja se navode /16/ kao mogudi načini aproksimaeije tržišnih cena - 1© procena tržišne eene po ekspertima9 2O diskontiranje badadih čistih prihoda9 3o troškovi reproduk-cije - prvi metod deiimicno9 a drugi posve oslanjaja na oce-njiTanje budačeg ekonomskog efekta fiksnih fondova^ dok se treči metod bazira na troškovima reprodukcije fiksnih fondO'= va i tako jedlni odgovara metodi 1 prema Denisonu« Ocengivanje fiksnih fondova na osnova troškova zamene je danas najcešci nacin prezentiranja ocena fiksnih fondova od strane statistickih i ekonomskih institacija^ kao i pogedinaca koji se tlme bavee U saštini ovaj način pred-stavlja merenje fiksnih fondova koje je a formalnom smislu analogno konstrakciji agregata odnosno indeksnih brojeva drngih ekonomskih kategorijao Za takav pristup sa na5elno potrebni količinski indikatori i vrednosni ponderi pomoču kooih se oni kombinujuo Količinske jedlnice su po mogučnosti specifi™ cirane a odnosa na svoje fizicke karakteristikeo Vrednosni ponderi sa vrednost po jedinici proizvoda (sredstva za rad^ tjo cena zamene tog sredstva uz dati stepen tehnologije i efikasnostio Kao što je Ye6 rečeno9 u principa je to metoda vrednovanja fiksnih fondova prema troškovlraa noihove proiz-vodnje (metoda 1 prema Denisonovoj klasifikacioi)^ tako da fizi&ke jedinice čak i kod promene tnraliteta vrednaje tim istim ponderima a svim slačajevima osim ako Je promenjen mo= del i a ?ezi s tim povedani realni troškoTio Važno gje uociti da ovaj iznos koji iskazaje koliko bi koštalo u baznom peri-oda da se reprodoka^a postooeči fiksni fondovi ne predstav-Ija ni potrebne utroške za njihova proizvodnjUg koji se a opštem slačaja smangaoa a vremena^ niti njihov kapacitet kao faktora proizvodnje9 koji u vremena najčešče rasteo Na tao način su promene u efikasnosti proizvodnje fiksnih fon-dova odvojene od promena u efikasnosti tih fondova kao fak-tora proizvodnjeo Proizvodnja fiksnih fondova se racuna kao proporcionalna broja fizičkih jedinicaj, što dozvoljava da se efikasnost proizvodnih faktora u I odeljka takodje pove- 22O cavag ali samo do te mere koliko se to ispoljava preko koli-cine proizvedenih sredstava za rad po jedinici pojedinih ili kombiniranili faktora proizvodnjeo Što se tice promena u kva°= litetu. tih promena kao faktora proizvodn;je9 one se ne računa°= qu kroz povecanje kvantiteta fiksnih fondova odjednom i za stalnog ve6 treba da a@ ispolje kao povecanje efikasnosti tih fondova u onom procesa proizvodnje gde oni deluju kao faktor proizvodnjeo ..... KoncepciTjski i statisticki problemi kod empirijsklSImater^ijala Iznos koji se dobija agregiranjem produkta fizic-kih jedinica I njihovih troškova zamene predstavlja nova vre« dnost fiksnih f ondova po cenama zamene date godineo Ukoliko žellmo da dobijemo aporedive vrednosti fiksnih fojidova za više godina9 koncepcigski istom rešengu vode dve tehnik@ ia-račanavangag fizicke veličin© a posmatranim godinama množimo sa vrednosnim ponderima bazne godine ili pak izvršimo defla-cija vrednosti u cenama pooedlaih godina pomoču odgovaraja« cih indeksa cena kapitalnili dobarao U suštini oba nacina vo-de ka istom rezultatuo U praksi je mogace da se zbog različi« tih aproksimacija neke ocene više a neke manje pridržavaju striktno teoretskih principa odnosno neke više a neke manoe su u mogucnosti da ili ostirare0 Potrebni bi bili detalgni in» deksi cena kapitalnih dobara^ dok se u praksi oblcno radi sa dosta velikim agregatimao Ponekad je problem definisati fi= zičke jedinice tako da se apotrebljaTa neki indeks utrošaka kao mera proizvoda0 Medjatlm, to su samo neophodne aproksi-macijej, u principa troškovi po ovoj metodi nisa samo defla=-cionirana vrednost utrošakag jer metoda treba da obezbedi da se zbog povecane efikasnosti a proizvodngi fiksnih fondova njihov kvantitet ne smanjajeo . Najvedu, poteškocu a ostrari^anja principa da se promene u troškovima proizvodnje kapitalnih dobara analitic-ki i statisticki odvoje od promena u efikasnosti iskorišta-vanja tih dobara izvira iz toga što je za ovo potrebno ima-ti fizicki merljiva jedinicu, fiksnih fondoTaj, koja sej, sa druge stranes ne može odrediti a da se ne uzmu a obzir kva« 23o litet i funkcioa kapitalnih dobara /19% str« 396/« Haavelmo takodje istice tu činjenicu smatrajudi da ako azmemo neki a priori statistiSki kriteriaum za identifikaciou kapitalnih dobara dobijamo jednu. heterogenu masu. objekatae Medjutim9 ako definišemo kapital sa stanovišta ekonomske funkcije koja je svojstvena svim vrstama kapitalnili dobara9 alazimo u bes= konačne diskusije kako meriti veličina kapitala /89 str« 43/« Problemi su ovde možda malo potencirani9 jer se slični prob-lemi pooavljagu i kod merenja proizvodnje ili radne snagej pa ipak računamo i analiziramo te agregate bez mnogo griže savestio Očito je da kod merenja fiksnih fondova postoje mnogi koncepcijski problemi kao i poteškoče statističkog ka-raktera9 tako da smo u praksi prinudjeni da se služimo više ili manje grabim aproksimacioamae Izneli smo ved da je u slvi-čaja fiksnih. fondova samo jedan mali deo postojedih sredsta-va moguce oceniti pomocu. tržišta? i da je a ovom slačaju. im~ patiranje vrednosti pre pravilo nego izuzetak* Prema tome? odredjeni stepen arbitrarnosti 6e se svakako uneti u ocene fiksnih fondova pre svega kroz specificiranje fizickih jedi-nica i tretiranje promena u kvalitetao MedjatiDi9 treba imati u vidu da su ove oceneg kao i ocene agregata drugih ekonom« skih kategorija^ konvencionalne aproksimacije teoretskih koncepcija i kao takve ih treba tretirati u interpretaciji numeričkih rezaltatao Tako npro Fo Lutz /159 str© 16/ smatra da može« mo biti zadovoljni ako naše ocene omogucuju da se razlikuja dve količine sa stanovišta kriterija zdravog razuma« ako je njihova razlika dovoljno velika© Medgutini - naglašava on -u našim teoretskim modelima mi se bez obzira na to moramo odnositi kao da qg kapital mogade tacno meritio Pored nove vrednosti fiksnih. fondovaj, koja pred-stavlja troškove reprodukcije postojecili sredstava i 5ija vremenska serija a stalnim cenama treba da odražava promene u fizičkom obimu tih sredstava9 kao jedan od najčešce apot-rebloavanih agregata pojavlouge se neto ili sadašnja vred-nost fiksnih fondova« Naime? nova vrednost pokazuje kolika je cena reprodakcio® sredstava za rad kao novog proizvoda 24o odredjene vrste pod pretpostavljenim tehnološkim uslovima? a kao talnra ne predstavlja tržišna cenu ^a dato sredstvo za rad čiji je vek trajanja npro več apola istekao« Neto ili sadašrga vrednost fiksnih. fondova u tekučim cenama treba da odražava vrednos^ sredstva ";a rad za preostali vek trajanja^ tako da ustvari pretenduje da bude adekratna aproksimacija očekivanih badu6ih prihoda od tog sredstra za rad8 sa jedne strane^ i kao takva aproksimacija tržišne vrednosti tog sred-stva9 sa druge strane«, Dok nova vrednost fiksnih fondova predstavlja i odredjene tehnološke elemente odnosno fizički volumen tih dobara9 neto ili sadašnja vrednost fiksnih fon-dova je a suštini vrednosni f eiiomen0 Isto važi i za amorti« zaciju koja treba da odražava opadanje vrednosti fiksnih fondova koje je rezultat njiliovog starenja« Ovde treba razlikovati opadanje efikasnosti fik-snih f ondova u toka ngiliovog veka trajanoa od smanjivanja preostalog veka trajanja tih fondovao Što se tiče prve pret-postavke^ mišljerga su podeljena© Jedna od cesto upotreblja« vanih pretpostavki kako u teoretskim modelima tako i kod kompilacije statističkih agregata postulira konstantnu efi-kasnost sredstTa ^a rad kroz ceo vek njegovog traoanja« Pod tim uslovima amoxitizacija predstavlja samo smanoenje preosta-log veka traoanQa9 dok proizvodne karakteristike sredstva za rad ostaja nepromenoeneo Drugim rečima9 proizvoani kapa-citet tog sredstva za rad u jednom ciklusu proizvodnje osta« je nepromenjen^ dok se noegov akupni kapaoitet smanjuoe poš-to se smanjuje preostali vek trajanja© l Alternativna pretpostavka naglašava da se u ' praksi nočilo da proizvodni kapacitet fiksnili f ondova opada sa vremenonij, tjo da opada njiho-ra fizicka a pogotovu ekonom« ska efektivnosto Dok se ta radi o pretpostavloenim svojstvi-ma postojedih fiksnih fondova9 dotle ekonomsko zastarevanje proizilazi iz njihovog uporedjivanja sa novim sredstvima za rad koja su zbog tehničkog progresa superiornioa i koja zbog toga smanouju. vrednost postojedih fiksnih. fondova odnosno mogu smanjiti njihov stvarni vek trajanoa ispod fizički moga-6eg veka traoanja0 Izvodi se zakljačak da se stara osnovna 25« sredstva manje koriste9 brže se zamenjugu i donose manje čistog prihoda9 tako da npro J© Kendriek smatra da je na osnovu tako koncipirane amortizacioeg koja bi pored normal-= nog skračivanja veka traoanja uzela a obzir i smanjivanje proizvodne sposobnosti fiksnih fondova kao i ekonomsko zas-tarevarge9 potrebno smanjiti k^antitet kapitalao Na takav nacin bi se u stvari fiksni fondovi uporedjivali prema ngi« hovoj proizvodnoj sposobnosti9 a ne prema proizvodnim troš« kovima9 i sadašnga vrednost u. tekacim cenama mogla bi se ta-ko smatrati kao aprokstmacija njihove tržlšne vrednosti«, Postogi više prigovora na ovaj pristapo Bo Hor^-vat /11/ smatra da se zbog veoma oskadnih podataka još ne može doneti jasan sad da li proizvodna sposobnost fiksnih. fondova a toka njihove apotrebe stvarno značajno opada i da u odsustvu dokumentovanih argumenata izgleda realnija pretpostavka da je proizvodni kapacitet fiksnih fondova kroz ceo vek traoanja približno konstantano Ro i No Ruggles /19/ stavljaga prigoTore princi-pijelne prirodeo Naimej, smatra se da oe ovakav način azima-nja u obzlr promena a kvaliteta fiksnUa fondova^ tjo smanji-vanje kvantiteta postooedih fiksnih fondova pre njihovog ra-shodovanga9 nekonzistentan sa metodom 1 Denisonove klasifi-kacijeo Nalme9 ako se poboljšanje kvaliteta ne uzima kao ve-ci kvantitet kapitala9 vec kao povedanje njegove efikasnosti, izgleda potpuno logicno da može efektivnost fiksnih fondova varirati sa vremenom njihove apotrebej, tako da smanoenje kva-ntiteta da bi efektivnost postojecih fiksnih fondova bila kon" stantna kroz ceo vek trajarga9 nige konzistentno sa ovom kon-cepcijomo Pored togag azimanje a obzir ekonomskog zastare-vanja kroz smanjenoe kvantiteta postooecih fiksnih fondova odmah cim se pojavi modernije osnovno sredstvo nema smisla sa stanovišta merenja fiksnih fondova za analiza njihove efi= kasnosti jer se ovaj efekat pokazuje tek tada kada novo osnov° no sredstvo zameni staro« Prema tome9 vrednost odredjenili fik-snih. fondova se odazima tada kada se oni rashodaju^ tako da priraštaj nove ¦vrednosti fiksnih fondova predstavlja razli« • 26« ka izmedju. bruto investicija i rashodovanja« Svrsishodnost pojedinih agregata sa stanovišta proizvodnih koeficijenata fiksnUa fondova ce biti obradjena u sledecoj glavi© Ovde cemo akratk© prezentirati pregled me= toda koje se apotrebljavaja a praksi kod sakupljanja statis-tičkih podataka o fiksnim fondovima* Metodi prikapl;jant-ja podataka Za istraživanja na mikro nivou podaci se priku-pljaju bilo popisom bilo azorkom od predazeca« Ta se pre svega radi o podacima ekonomske sadržine^ sa jedne strane^ i telmičkim podacima^ sa drage straneo Primeri istraživanja prvog tipa sa npro studija To Bama o veka traganja i ras« hodovanja fiksnih fondova u britanskoj indastriji na osnovu anketiranoa odredoenog broja firmi /1/ kao i ispitivanje aktivizacionog perioda a industrijskim predazecima Australi-je /2o/o Za mnoga istraživanja na nivou, tetmološki homoge-nili grupacija relevantni sa tehnicki pokazatel^io Ovaj tip podataka je u, više mahova apotrebljavan za izračunavano© ka-pitalnih koeficioenata za nove projekte sa najmodernijom tehnikonio Jedan od velikih poduhvata te vrste bio je istra-živacki projekt Harvarda^ gde se na osnovu podnesenih pro« jekata za pomoč vlade SAD u proširenou. kapaciteta za vreme II svetskog rada pokašalo da se izracunaou tako definisani kapitalni koeficijenti /5/© Jedan deo tih istraživanja pa-bliciran je a poznatoj studiji Leontijeva i grape saradnika o strukturnim karakteristikama americke privrede /14/« U tu grupu s@ ubraja qoš niz radova a americkoj i ruskoj litera^ turi9 npro /4/, /17/, /7/, /3/9 /9/, /13/, /21/. Interesan-tan je i clanak Wo Saltera /2o/ o sličnom poduhvata u Aus~ traliji na osnovu anketiranga preduzeca© Medjatim? ovakve pokazatelje treba svakako apo-rediti sa dragim statističkim podacimao Njlhova prednost je u tome što se odnose samo na relevantnu tehnologija9 dok statistički odnosi predstavljaju neki prosečan odnos koji uzima u obzir ceo niz različitih telmologigae To Barna isti-če tri grupe faktora zbog kojih treba ove pokazatelje azima- ti sa odredjenom merom opreznosti /18 str«, 11/ o Prvo^ novi projekti sa obicno tako prcgektovani da sa moguca kasnija povecanja uz relativno male dodatne investicijee Drugo9 od» nosi izmedju produktaj, radne snage i kapitala se u toka rada stalno menjaju jer se iskastvom dobijaju nove ideje za bolje iskorištaTanje kapacitetao Trece8 često sa neki dragi fakto-ri veoma važni što se tiče odredjivanja stepena koriščerga kapaciteta (npr© smene)9 tako da ge on možda daleko niži od teoretskog maksimuma© Na makro planu se pored redje upotrebljavanih knoigovodstvenih vrednosti fiksnih fondova (za čiju re^alo-rizacija je pored indeksa cena kapitalnlh dobara potrebno poznavati i starosna distribu,ciQii fiksnih fondova) ekonomska analiza aglavnom služi Trednosnim pokazateljima dobijenim na osnovu inventarizacige fiksnih fondova ili pomodu metoda ne-prekidne inventarizacioe koQii ge aveo Ro Goldsmith« Cenzas9 tjo popis osnovnih fondova omogudava ne samo adekvatnije definisande fizickih jedinica i šire moguč-nosti klasifikacije prema tipu i upotrebi osnovnih sredsta-va več može da posluži i kao prilika da se ispita i prikupi još niz drugih ekonomskih, i tehnickih pokazatelja^ koji sa od velike važnosti za ekonomskn analiza i planiranje© Očito je da su tako široki zahvati^ kao što je to bio popis i valo rizacija osnovnih sredstava kod nas 1952o godine ili deta-Ijan popis a SSSR-a krajem 1959« godine9 moguči zapravo samo u jednod planskoj socijalističkoj privredi© Tako i J© Len= drick smatra /12/ da je takav način skapljanja podataka po-godan za socijalisticke zemlje kao deo statističke osnove za specificno planiranje narodne privrede^ a posebno što se tice potreba u osnovnim sredstvima za pojedine grane i pre« dazeca9 Nedostatak ©Talnrog metoda prikapljanja osnovnih podataka je u tome što je veoma skap9 jer zahteva augažova-nje velikog broja stručnjaka kroz prilično dugi period© Zbog toga se sve više iskristalizirao stav da je najpogod-niji pristup sa praktičnog stanoirišta kombinacioa povreme= nih eenzusa sa metodom neprekidne inventarizacije* Pored toga se upotrebljava i metoda uzorka koga ge primenjena 28O npr0 kod ocene vrednosti fiksnih fondova u Japanu a 1955« % godinio Metoda neprekidne inventarizacije sastoji se u kumuliranju. ±nvesticlja kroz period koji odgovara veku tra-jarga odredjene vrste fiksnih f©ndova* Za ta metoda ocenji« vanja fiksnih fondova potrebne su serije godišnjih iznosa investieija barem za period kogi odgorara veku trajanja fik« snih fondova9 indeksi cena kapitalnih dobara za pre^odjenje na stalne ceneg podaci o rashodovanju fiksnih fondova?x dok su za ocene net© Trednosti fiksnih fondova potrebni i vek trajanja sa dodatnim informacijama o oblikn krive amortiza-cije unutar tog periodae Ukoliko se polazi od neke ocene fiksnih. fondova pomodu cenzasa^ sitaacija je a mnogo cema povoljnijao Tako otpada potreba za poznavanje podataka o investicijama una« zad za period koji odgovara najdažem veku, traoanja neke vrs« te fondova9 a taj vek trajanja obicno nije mali i tako dagač= ke serije sa sve manje poazdane8 kako zbog razlika u obuhva-tu tako i zbog velikih, promena u tehnologigi i cenamao Po-red toga9 takra inventarizacija odražava stvarno stanje pos-tojedih fiksnili fondovaj, dok ono koje se dobija kamnlacijom investicija zavisi od realisticnosti pretpostavki o veku trajanja koje sa primenjene u. kompilacijio Na taj način je-dan cenzas služi za polaznu ta6kn od koje se može princip kumaliranja inTesticija primeniti kako unapred tako i una-zad od tog momenta9 što zavisi od raspoloživosti podataka o investicijama i rasliodoTanjao : Indeksi cena predstavljaju problem koji smo ved ranije spomenuli a vezi sa tretiranjem promena u kvalitetu prema troškovnoj metodl« Kako su, indeksi cena za kapitalna dobra dosta retki8opšta 0@ p©jaTa &® s@ oni vode za dosta široke grape tih dobara© S tlm a vezi pogavljaja se dva no» va problema© Naime9 problem različitih stroktora fiksnili 2E Ukoliko tacniji podaci o mortalitetu pcgedinih vrsta fik= sniii fondova nisa poznati^ oni se aproksimiraou prosecnim vekom trajanja tih fondova© 29. fondova u. skapu kapitalnih dobara, na osnova kojih se računa indeks cena i strukture postojecili f iksnih fondova kao i pro-blemi da su izdaci za investicije često klasifikovani prema preduzecu. odnosno grani investitora9 a ne i prema vrsti fik-snih. fondovaj tako da u oba slučaja rezultat deflacije tak-vim indeksima može odstupati od rezultata alternativne meto-de tjo ponderisanja fizičkih pokazatelja« Ovi i ranije pomenu-ti problemi prate i revalorizaciju vrednosti fiksnih fondova po tzVo metodi koeficijenata« Informacije o rashodovanju fiksnih fondova su os-kadne i predstavljaoa jedna od komponenti koja je veoma važna za tačnost ocena na bazi neprekidne inventarizacije« U prak-si se podaci o mortalitetu aproksimiraoa prosečnim vekom tra-janja odredjenih vrsta fiksnih fondova? koji se dalje najčeš-ce koriste i za računanje neto vrednosti pomodu. pravolinijske amortizacije« Stvarno rashodovanje se razlikaje od ovog pret-postavljenog na osnova prosečnog veka trajanja iz više razlo-ga« Pre svega, vek trajanja fiksnih fondova je ekonomski a ne telmički fenomen9 tako da se u toku vremena prosečan vek tradanja može menjati zbog promena a ekonomskoj sitaaciji. Takodje se može menjati zbog promene strukture fiksnih fon-dova u odnosa na njiliova tradnost« Pored toga važan je i ras-pored individualnih. odstapanja od prosečnog veka trajanja, tako se npro ocene T« Barna iP. Redferna za britansku indus-trija razlikaga za oko 25% samo zbog razlicitih pretpostavki o distribaciji oko proseka, dok se slažu. u prose&nom veka trajanja /19 str* 92-93/« Iz ovih razloga je mogace da primenjivanje odre-djjenih. pretpostavki o rashodovanja u. vezi sa metodom nepre-kidne inventarizacije može voditi pristrasnosti tih ocena«, Zbog toga se smatra da je potrebno da se ocene na osnovu metoda neprekidne inventarizacije proveravaju povremenim cenzasimao*" Uporedjajuči pretpostavljeno stanje i struktaru fiksnih fondova sa stvarnim stanjem koje dobijamo cenzusom, možemo utvrditi stvarno rashodovanje i prema potrebi time ac J* Kendrick predlaže da se oni vrše svakih pet ili deset godina /12/* 30 o korigirati elemente za dalja primenu metode neprekidne inven-5tarizacijee Utvrdjivanje krive realne amotrizacije unutar veka trajanja osnovnih. sredstava predstavlja dodatni problem ukoliko se želi da se zadovolje zahtevi kogl se postavljaju. od neto vrednosti fiksnih fondoTao Realisticna amortizacija jeste područge kcge zahteva posebno ispitivanjee Ukoliko bi ukljucila i fizičko i ekonomsko zastarevanje ap©red® sa skra-čivanjem preostalog veka trajanja eredstr© za rad9 ona bi u stvari znacila tacno pradenje promena a apotrebnoj vrednosti sa stanovišta akapnog kapaciteta© Ovakav pristap ge komenta-risan ve6 ranige© Ovde se na problema i metodama amortizaci-je necemo zadržavati jer cemo \x ovom rada apotrebljavati no-va vrednost fiksnih fondova kao relevantnn varijablu, a izuča-vanja proizvodnog koeficijenta fiksnili fondova<> Razlozi za to bice izneti u sledečoj glavie /1/ T«, Bama9 "On Measuring Capital'% in Latz9 Hagaea ed# The Theory of Capital^ MacMillan9 London^ 1963« /2/ Kennetli Eo Boalding9 "Some Difficalties in tlie Concept of Economic Inpatf% Outpat, Inpatq and Prodacti-vity Measurementa Stadies in Income and ^ealthg Volume 259 RBER^ Princeton UniTersity Press9 Princetonj, 1961 o /3/ RoTo Bowman and Ao Phillips, "Conceptaal and Statistical Problems in Estimatlng Capital Coefficients for Four Metal Fabricating Indastries"s in Problems of Capital Formation0 Stadies in Income and We-alth8 Volume 19, NKER± Princeton University Press« Princetor, /4/ AoPo Carter9 "Capital Coefficients as Bconomic Parame« terss The Problem of Instability*% in Problems of Capital Formation^, Stadies in IncomeTand ~ Wealth, Volumiri97~SBER, Princeton University Press^ Princeton 1957« /5/ HoB« Ch.enerj$ POGO Clark^ Interindastry EconomicS;, John Wiley9 New York9 1959« p JL© /6/ EoPo Denison9 "Th.eoreti.cal Aspects of Quality Chaioge,, Capital Coneumptionj, and Net Capital Formation", in Problems of Capital Formationa Studies in Income and Wealth9 Volume 199 NBER^ Princeton University Press^ Princeton 1957o /7/ R«No GcTOBse and EaB0 Berman9 "Estimating Pature Purcha-ses ©f Capital Eqaipment for Replaeementfl9 in Problems of of Capital Formatioiu Studies in Income and Wealth9 Volume 199 NBER9 Princeton Universifcj Press9 Princeton 1957o /8/ To Haavelmo9 A Stady in the Theory of Investmenta The Univeriity of Chicago Lress? 6hicago? 196o• /9/ B0G0 Hickman^ "Capacitj9 Capacity Utilization^ and the Acceleration Principle"^ in Problems of Capital Formationj, Stadies in Income~and Wealth9 Volume 19s> NBER9 Princeton University PresSj, Princeton 1957 o /lo/ J0R0 Hicks9 "The Measurement of Capital in Relation to the Measurement of Otlier Economic Aggregatesf% in Latz9 Hagaej, ed0 The Theory of Capital^ MacMillan^ Londong 19^3 o /11/ Branko Horvat9 Ekonomska teorina planske privrede^ Kaltara9 Beograd9 1961» /12/ John We.Kendrick9 "Conceptaal and Data Problems of Weal= th Estimates in an Economic Accounting Frame-workf% 55 th Session of the International Sta-tistical Institute9 Beograd^, 1965© /13/ AoFo Kolosov9 Osnovnije fondi i ih ^oli v soci.jalisti-českonr*vosproizyodstyefl SČCZGIZ^ Moskvaa 19630 /14/ Wo Leontief and others9 Stadies in the Stractare of the American Economyfl Qxford University Pressa New York9 1953o /15/ Po LutZj, "The Essentials of Capital Tkeoryf% in Latz9 Hagae9 edo The Theory of Capital^ MacMillan9 Londong 1§63o /16/ Measurin^; the Nation^s Wealtha Stadies in Income and "" Wealth9 Volume XXXX» NBER^ Oolumbia University Pressj, New Iork9 1963 o /17/ FoTo Moore9 "Oapital Goefficients in Mineral and Metal Xndustriesf% in Problems of Capital Formation, Studies in Income and Wealth9 Volume 199 NBER9 Princeton University Press9 Princeton 1957« 32 o /18/ Oatputa Inpat^ and Produ.Gtivity Measurementg Studies in Income and Wealth9 Volume 259 NBERj, Princeton University Press9 Princeton9 1961o /19/ Richard and Nancy Ruggles2 "Goncepts of Real Capital Stocks and Servicesrt9 Oatpat3 Inpat, and ProdaC" tivity Measurement^ Stadies in Income and Wealth9 Volume 25s> NBER9 Princeton Universitj Press9 Princeton 1961a /2o/ DfoEeG« Salter9 "llarginal Laboar and InTestment Coeffi« ©itnts ©f Australian Manofacturing Indastryf% The Economic R©cordfl June 1962e /21/ JUAo Stepankov^ Ekonomiceska^a efektivnost proizvodstra 1 kapitalni^vlozeniafl Akademiga nauk SSSR8 C5>- Glava III PROIZVODNI KOEFICI-JENT FIKSNIH FONDOVA Kapitalni koeficijentsi kcgi se u poslednjih desetak godina sve više apotrebloava u. ekonomskoj analizi9 odražaira odnos izmedju kapitala i proizvoda9 koji je proizve-den pomoca rgegao U ovom rada ograničili smo se na istraživa* nje problematike fiksnih fondova$, pa cemo istraživati samo odnos_]3poizvoda _i_fiksnih fondova koji su apotrebljeni a tom procesa proizvodnje« Eanije smo vldeli da sa fiksni fondovl samo jedan od faktora proizvodnje, U tom. odno^iFaporedjajemo prodakt, koji je rezultat zajedničkog delovanja svih proiz-vodnili faktora9 samo sa jednim proizvodnim faktorom, odnosno samo sa jednom grapom proizvodnih faktora koji imaja neke odredjene zajedničke karakteristike© Prema tome, kada imamo posla sa kapitalnim koeficijentima9 radi se o ograničenoj proizvodnoo funkGiji^ gde se broj faktora proizvodnje svodi na samo jednu. eksplicitna varioabla^ tj» fiksne fondove« Ova proizvodna funkcija t,reba sada preciznije odrediti, Kapitalni koefieioent je definisan kao k = %• S tim a vezi Ro Bičanid iznosi da§ ftako kapitalni koeficijent ne shvatamo kao omjer nego kao parametar u proisvodnoj fuiikciji, onda termin kapitalni koeficijent kaže funkcioni odnos izmedju kapitala i produkta *<>o Kapitalni koeficinent je koeficijent proporci-onalnosti fc°oa se izražava frakeljom K. - m j^ To je zapravo linearna proizvodna funkcija, a kojoj je izbor avjeta teliničkog procesa limitiran na svega jedna nezavisna varijablu, prodokt9 koja odredjaje odnos prema zavisnoj va-rijabli, kapital, koeficijentom m" /1, str« 252/e Ovakvoj formaiaciji proizvodne funkcije moga se staviti, pre svega9 zamerke teminološke prirode« Termin proizvodne funkcije Je obicno rezervisan za odnos koji for-muliše proizvod kao funkcija faktora proizvodnjes a ne obrna-tco Gornoa funkcija je a stvari funkcija potražnjie sa proiz- 2K Kod nas sa najviše pisali o njema R. Bičanid i B, Horvat« 34« vodnim faktorom K za odredjeno P, uz odredjene teluaološke uslove, izražene preko koef icijenta nu Medjutim^ treba nagla-siti da uz pretpostavke9 koje smo ovde dosada upotrebljavali (konstantne tehnologije9 konstantnog iskorišdavanja kapaci« tetaf komplementarnosti faktora proizvodnje, konstantnih pri-nosa a odnosu na obim proizvodnje9 kao i tehnološke i ekono-mske efikasnosti proizvodne funkcije) i koeficigent m izra-žava telmološki odnos, samo drukcije definisan (kao količi-na proizvodnog faktora po oedinici proizvoda)« Alternativna formalacioa, koja če biti prime-njivana a ovom radu, je P = f (K) ili, za ove konkretne pretpostavke P = pK gde parametar p izražava tehnološki odnos izmedja fiksnih fondova i proizvodao U SSSR«u i nekim drugim socijalističkim zemloama taj je parametar poznat kao koeficijent efektivnos-ti osnovnih fondova9 na zapadu kao produktivnost kapitalao Kod nas se najčešde apotrebljava izraz kapitalni koeficijent, za njegova recipročnu. vrednost (konkretno, za odnos prirašta-ja) B« Horvat je upotrebio izraz proizvodni koeficijent /8/0 Ovaj termin ima svoje dobre strane, kratak je i pošta« je običaj da se koeficijent naziva prema veličini \x brojioca« Medjutim, loša mu Je osobina što odredgenije ne kaže a odno-su na šta se posmatra proizvod5 cime se unosi neizvesnost a slačajevima kada se termin apotrebi a nekom opštem kontekstiu Sa druge strane, efikasnost i prodaktivnost sadrže konotaci-ja koja unosi zabunu što se tice smisla ovog tetinološkog od-nosa« Stoga cemo ovde apotrebljavati izraz tehnološki proiz-vodni koeficijent fiksnih fondova, imaguci a vida pretpos-tavke pod kojima je on definisan« Može se pokazati da je pod tim pretpostavkama koeficijent stvarno tehnološki odredjen0 Pretpostavke tehni-5ke optimalnosti potpuno specificirane proizvodne funkcije i konstantnog iskoriščavanja kapaciteta fond varijabli pos-tavljaju gornja granicu koeficijenta, kada se dodaju pret-postavke 0 komplementarnosti faktora proizvodnje i ekonomske 35« racionalnosti donja se granica poistovecuje sa gornjonij dok pretpostavka konstantne tehnologije i konstantnih. prinosa u. odnosa na obim proizvodnje obezbedjuje i konstantnost koefi-cijenta za odredjeni realizovani proces proizvodnje u vreme-nu, tj. za različite vrednosti otb eksplicitne varijableo Pošto pod ovim pretpostavkama tehnološki pro-izvodni koeficijent fiksnih fondova i tehnološki kapitalni koeficioent opisuju. isti tehnološki odnos (veza je ocigled-na9 p - yr ) samo drukčije izražen9 a ovom dela rada ova dva izraza cemo paralelno apotrebldavatio^ Razlike nastaju tek onda kada se napusti pretpostavka o funkcionalnoj zavisnosti, Kod specificiranja stohastickih odnosa od bitne je važnosti kako cemo definisati relaciju uzrok-posledica*^ jer ce to uticati na rezaltate i interpretaeije* Saštinska o© razlika sa ekonomske taSke gledišta a tome da relacije P = pK izra-žava proizvodne efekte fiksnih fondova i ostalih faktora pro-Izvodnge, ciji se aticaj reflektira preko vrednosti parame-tara p9 dok relacija K = kP izražava potreba za fiksnim fon-dovima^ pretpostavljaoaci da sa ostali faktori proizvodnje raspoloživi^f" Dok se u prvoj relaciji fiksni fondovi pojav-Ijaja a alozi faktora proizvodnoe^ pa ^e produkt posledica njihovog postojanja i delovanja kao faktora proizvodrge, do-tle ona draga relacija a stvari akazuje na razlog zašto sa potrebni fiksni fondovi, kao jedna verzija principa akcele« % Naime, dok se pretpostavlja funkcionalni odnos, računski i a izvodjenga nema nikakve suštinske razlike«, Možda je kapitalni koeficijent ako se posmatra samo kao odnos čak povoljniji jer je lakše baratati sa numeričkim vrednosti-ma vecim od jediniceo aaZa rasmatranj© značaja ove podele za ekonomska analiza i pla-nirfciuje viui Ao Orthaber /18, stre 22o-225/o Sa druge strane, u slučaju striktne komplementarnosti fa-ktora proizvodnje proizvodna se funkciga ne može ekspli-citno napisati a oblika jedae jednačine /24/» Zbog toga se praktikuj© da se ona razbije na onoliki broj jednaci-na koliko je faktora proizvodnje i specificira kao Xi= s=fi(P)s, kao tražnja faktora proizvodnoee Ove jednacine svakako predstavljaoa telniološki odnos? jer su supstitut za proizvodna funkciouo Medjutim, u. našem slačaja nema potrebe za jedno ovakvo rešenje^ jer se radi o samo oed-nom eksplicitnom faktoru proizvodnje9 pa se može i tu od~ nos specificirati kao proizvodna funkcija u svom osnovnom oblikao 36«, racije taj odnos izražava jedan od uzoraka za investiranjeo* Sa stanovišta fiksnih fondova prvi je odnos ex post, dok je dragi ex ante karaktera© Pošto 39 u, ovom rada od prvenstvene važnosti deskriptivni9 a ne normativni9 aspekat uloge fiksnih fondova u privrednom razvcguj, to jest pošto nas zanimaou pre svega problemi koji se pcgavljuju. od onog trenatka i za onaj period kada fiksni fondovi deluju kao faktor proizvodnje, a ne razlozi zašto je došlo do toga da se one izgrade^ ocigled-no je da je relevantan ex post pristap i9 prema tome, ranije specificirana proizvodna fimkcija P = pK© Jedan dodatni razlog se može nadi u činjenici da sa mnoga kretanja ireverzibilnao Tako ima puno više smi-sla reči da se snizio stepen iskorišcavanja kapaciteta posto-jecih. f iksnih. fondoviF' ako se manje proizvodi nego da se po-večala potreba za fiksnim fondovima po jedinici proizvodnje, što bi proizašlo iz druge relacijeo Naime, fiksni fondovi postoje a vremena i u. principa zadržavajti potencijalnu spo-sobnost proizvodjenja bez obzira na trenutno iskorišcavanoe kapaciteta, dok relacija K = kP gubi logički smisao jer i kada bi se zadržalo isto k kao reprezentant odredjene tehno=> logije, za manje P potrebna M-^bHa manja količina K, a to nije moguce postiči jer kretanje/K kao fond varijable nije reverzibilnoj, ex ante način rezoniranja prosto nije više relevantan pošto su fiksni fondovi ve6 izgradjeni«, Proizvodni koefici.jent f iksnib. f ondova i f aktor vreme ~ ~ ~~~ p Koeficljent p = » predstavlja odnos izmedju dve velicine sa različitim dimenzijama a vremena9 izmedja jedne varijable sa karakteristikom toka i druge sa karakte-ristikama fondao Zbog toga ni sam koeficijent p nije nezavi-san od perioda posiaatranja^ nego oes ceteris paribus, funkci- * U vezi sa principom akceleracije relevantna je Haavelmova primedba /69 stro8/ da on u. stvari nije teorija investici-ja9 nego teorija alternativnih poželjnih velicina fiksnib. fondova« Da bi postala teorija investiranja potreban je još ^edan dodatni elemenat^ naime neka odredjena hipoteza o brzini prilagodjavanjao Ovo razmatranje9 naravno9 nije relevantno za slučaj gde je pretpostavljeno konstantno iskorišdavanje kapacitetao 37* ja dažine perioda u odnosu na koji je obraČunata varijabla P« Karakteristika g@ f iksnili fondova da ucestvuju kao proizvodni faktor u više eiklusa prQlzvodrge$> pre nego što izgabe ta svcgu. apotrebna vrednost« Ova se karakteristi-ka izražava kalendarski kao vek trajanja fiksnili fondova^ a ekonomski kao brog ciklusa proizvo&cge u kojima ce a svom veku trajanja ačestvovati ti konkretni fiksnl fondovi (vek trajanja a godinama puta broj proizvodnih procesa u godini dana0 Ba bi ovo drugo bilo odredgeno, nažna ge pretpostavka o konstantnom iskoriš6avanoa kapaciteta)« Ako najpre pogle-damo ekstremne vrednostl koje koeficijent p kao funkcija perioda posmatranja^ ceteris paribas, može u,zimati5 vidimo da a momenta postoje fiksni fondovij) dok je proizvod jednak nalio To znači da je donja granica koeficijenta p nula (od« govarajada gornja granica kapitainog koeficijenta bila bi oo )© Gornja granica oe9 medoutiia, razlicita za različite procese proizvodrge^ te je funkcija veka trajanja fiksnih fondova* Bkonomsko relevantna don^a granica je period koji odgovara dužini proizvodnog ciklusa«, Naime^ količina proizvoda proizvedena a toku jednog prcizvodnog ciklasa predstavlja^ az definisane ostale aslove9 kapacitet tog pro-izvodnog ciklusa^ pa i tih fiksnili fondovao Taj bi kapaci-tet mogli zvati telinološki kapacitet jednog ciklasa proiz— vodnje za razlika od godlšnjeg i ukapnog kapaciteta tih fiksnih f ondova« Koeficijent p Tarira proporcionalno sa va- ac Kako je kapacitet a svojoj suštini aslovna veličina5 izraz telinološki kapacitet ne treba razumeti kao jednu konstantu odredjenu tehnologi5om? nego kao granica koja nameče teh« nologioa kada su svi ostali releirantni faktori definisanie Kada bi ostali faktori bili neograniceno raspoloživi i ka-da se o rgima ne bi vodilo računaj, tehnologija bi bila je-dini faktor koji bi bio releTantan za definiciju maksimal° nog kapacitetae Jasno qe da je ekonomsko optimalno koriš-čenge kapaciteta drugojačiji pojam^ a našem rada ovde nam je dovoljna i pretpostavka o konstantnom iskorišcavanja kapaciteta (da bi mogli odredjenije definisati količinu fiksniii fondova kao faktora proizTodaje)«, rijacijama u brojiocu kada se posmatra u odnosu. na odredje-ne fiksne fondove^ koji ostaju konstantni kroz ceo vek tra~ janjao Pošto je proizvodnja u. nekom vremenskom intervalu funkcija dužine tog intervalaj koeficijent p može varirati P P od ^ ^0 z«n« F (gde je x broj proizvodnih ciklusa a godinij, a n vek trajanja fiksnih. fondova)9 samo u zavisnosti od pe-rioda posmatran;jaj> ceteris paribas« Pošto se a draštvenom računovodsiTva racuna P obično za period od godinu danaf ko-eficijent p kao i kapitalni koeficioent računaju se pravi-lom u odnosa na taj period© Zanemarujuci dodatne promene ko-ji proističa iz činjenice da je x / 1 za mnoge proizvodne procese9 ostaje nam jedna veoma značagna distinkcija izmedja akupnog kapaciteta fiksnih fondova i njihovog godišnjeg ka-pacitetaj koji je sada reprezentant kapaciteta jednog cikla-sa proizvodnje« Medjutim? kako smo videli^ f iksne fondove ka-rakterlša tri "dimenzije" - njihova veličina kao faktora pro-izvodnje9 vek trajanja i intenzitet iskorišcavanja u. odre-djenom kalendarskom perioda« Dok razlike izmedju. ukapnog i godišnjeg kapaciteta fiksnih fondova pokazaja zavisnost te« hnološkog proizvodnog koeficijenta fiksnih fondova od peri-oda posmatranja uz pretpostavku konstantnog iskoriščavanja kapaciteta9 avodoenje "trece dimenzije" - intenziteta odnos-no stvarnog vremena koriščenja fiksnih fondova unutar maksi« malno moguceg kalendarskog vremena - naglašava zavisnost proizvodnih koeficijenata fiksnih fondova od toga u kolikoj meri se fiksni fondovi u stvari koriste kao faktor proizvod« nje« Naime, upotrebna vrednost fiksnih fondova kao faktora proizvodzge sastoji se a pražanja proizvodnih asluga9 a ove imaju dimenziju tokao Stoga ce količina proizvoda^ ce« teris paribaSj, zavisiti od vremena stvarne upotrebe fiksnih fondova kao faktora proizvodnje« Zbog nedeljivosti ipak fik-sni fondovi a celini treba da budu. prisatni a procesa proiz-vodnjeo Postavlja se pitanje kako je naosTrsishodnije izra^ ziti odnos fiksnih fondova sa karakteristikama fonda i pro-izvodnih. asluga9 koje predstavljaja efekat njihove apotrebne 39o vrednosti kao faktora proizvodiijej, sa karakteristikama tokao Očito je da veliSina fiksnih fondoTa kao fakto ra proizvodnje ne odredjige oednoznacmo vellclnu proizvodnib. usloga kcge ce oni pružiti u, odredjenom perlodu9 a od kogib. zavisi veličina proizvodao Zbog toga može veličina fiksnih fondova da reprezentira velicinu, proizvodnih asluga u. proiz-vodncg funkcigi jedino ako se. pretpostaTi odredjeni stepen intenziteta njiliovog iskopišdavanja« Na taj način proizvodne usluge fiksnih fondova postaju proporcionalne velicini fik-snih fondova kao faktora proizvodnje« Dakle9 ukoliko pretpostavimo da se tehnički kapacitet fiksnih f ondova u procesa proizvodnje potpujao (od-nosno optimalno) koristi^ proizvodni efekat fiksnih fondova odnosno proizvodni koeficijent fiksnih fondova (apravo defi-nisanih kao broj mašina sa jediiakim proizvodnim kapacitetom a oednom ciklusu proizvodnje) zavisi od vremenao Uticaj vre~ menske komponente mogao bi se podeliti na eVc?tenzivni aspe~ kat - što je veči period a odn,osa na koliko po smatramo pro-= izvodni koeficijent a veku. trajanja fiksnih fondova (u.z odre«-djeno vreme upotrebe za datt kalendarski period)^ to je veci proizvodni koeficioentf i na intenzivni aspekat - proizvodni koeficijent takodje varira sa vremenoio. apotrebe fiksnih fon-dova za dati kalendarski period (kada je dat i period posma« tranda)o Pošto se proizvodni koeficijent fiksnih fondo-va obično odnosi na period od godinu dana^ aticaj perioda posmatranja proizvodnih efekata na razlike u proizvodnom ko-eficijentu je tim elijainisan« Medjatijag ako se kao vari^abla a proizvodnoo funkciji pojavljaja proizvodni fiksni fondovi^ onda 6e čak az nepromendenu. tetmologiju proizvodni koefici-jent fiksnih fondova varirati a zavisnosti od intenziteta iskorišdavanja fiksnih fondova9 jer to znači da se tok pro-izvodnih uslaga fiksnih fondova azima kao proporcionalan ve-ličini fiksnih fondovao Odstupanja od te pretpostavke ce se ispoljiti a varidacioama proizvodnog koeficijenta fiksnih fondova i predstavloaju jedan aspekat efikasnosti upotrebe tih. sredstavao 40. Dakle9 čak u odsastvu promena tehnologije i aticaga drugih. faktora9 odnos godišnjeg proizvoda i fiksnih fondova ce odražavati razlike u intenzitetu korišcenja tih fondova« Ukoliko vrednujemo fiksne fondove po ceni reproduk-cije, onda ce ovaj odnos odražavati i razlike u veku traja-nja fiksnih fondova sa istim kapacitetom jednog ciklusa pro-izvodnje«, Ukoliko se poboljšava i tehnička efikasnost novlb. fiksnih fondova kao faktora proizvodnje (proizvedenih sa isto toliko ili manne resarsa) bez da01se nromenio atican xiEsnxn ostalih faktora, proizvodni koef icijent/fondova ce se tako-dje povecavatio Naravno, proizvodni koeficijent ce moci da poraste ak© se poboljšava efikasnost drogih proizvodnih fa-kt ora• Možemo zakljačiti da ve6 definisanoem fiksnih fondoTa kao kvantiteta proizvodnog faktora umesto toka nji-hovih proizvodnih asluga (koje direktno predstavljaja upot-rebna vrednost fiksnih fondova kao faktora proizvodrge) pro°-izvodni koeficijent fiksnih fondova odražava pored tehnološ<-ke determiniranosti i dosta velike varijacije u efikasnosti njiliove u.potrebe0 Naravno9 pored ovih razlika9 koje su izraz različitih vremenskih dimenzioa pomenatiii varijabli čiji uzroci leže a efikasnosti organizacije privrede9 proizvodni koeficijenti fiksnlb. fondova odražavaja i efekat poboljšanja kvaliteta fiksnih fondova i komplementarnih faktora proiz-vodnje6 Tehnološki proizvodni koef icit~jent f Iksnih fondova i akYivizaci^ni~pej°iodo Frosečni^i intervalni (marži^nalni) proizvodni koeficljjarit Ukoliko se još malo zadržimo na pretpostavka-ma komplementamosti faktora proizvodrge? konstantne telino-logije i intenziteta iskorišcavanja fiksnih fondova možemo nešto lakše uvesti i oedna dalju komplikaclju0 Naime^ a mno-gim slacajevima, pogotova kod gradjevinskih objekata? sama proizvodnja odnosno montaža fiksnih fondova zahteva jedan odredjeni vremenski period, kada je ved potrebno odvajati sredstva za stvaranje realnih fiksnih fondova a da oni još ne moga delovati u svojstva faktora proizvodnoe« Drogioi re- 41. 5ima9 resursi zajednice sa več opredmedeni a komponente fik-snih fondova a da qoš ne daou nikakav proizvodni efekat«, DakXe9 za ove investicije a toku. odnosno neaktivirane fik-sne fondove fiksni fondovi na licu masta ve6i sa od aktivl-ranih fiksnih fondoTa kcgi več deXu> val od početka investiranja do apotrebe novili kapaciteta a proizvodnji zavisij slično kao proizvodni koeficijent Lik-snih. fondova9 delimicno od tehnologije proizvodnje tih fik-snih fondova odnosno objekata a dellmižSno i od efikasnosti a procesa investiranja<, Ipak9 kao što je to \i di^ogim grana-ma delatnostij jedan deo resarsa u vidu nedovršene proizvod-nje je i ovde neophodan uslov proizvodiije tih upotrebnih vre= dnostie Jedino se postavlja pitanje njegove optimalne veli-čine, jer investiranje ne može biti samo sebi cilj« Neki ne« gativni efekti sirviše visokog nivoa investicione aktivnosti odnosno velikih investiciga \i toka sa obradjeni u glavi VT« Ako se investicije definiša kao upotreba resur-sa odnosno troškovi u sadašrgem perioda^ sa ciljem da se po-veca proizvodni kapacitet i dohodak a badadnosti^ ovi sa resarsi sa stanovišta društrva potrošeni produJctimi® samo i u tolikoj meri koliko se ostvare kao povecanoe proizvodnog aparata i preko toga kao faktor poTedanja proizvodnje« Sa stanovišta poželjnije alternativne upotrebe - neprolzvodne potrošnje - oni su izgublgenJU Proiwodnja sredstava za pro-izvodnju nije konacni cilj8 vec samo sredstvo za efikasnije zadovoljavanje potreba neproizvodne potrošnjeo Stoga izgleda svrsishodno da i aspekat efikasnosti transformacije štednoe (resursa apotrebljenih za investicije) u povecanja proizvod- ac Tako Ao Haavelmo Istice da se aktivizacioni period ne može smatrati iskljacivo tebnološkom konstantoma vec da je i odraz ponašanja proizvodgača /69 stro 14/e Aktiviza-cioni period su sa stanovišta efikasnosti investicione aktivnosti obrad^ivali npr0 M. Kalecki /ll/? Ro Stojano-vid /22/0 3oe Vidi npr© Jo Kendrick /13« strc Io4/, 42. nje uključimo kao jedan aspekat efikasnosti privredeo Uporedjivanje godišnje proizvodrge sa fiksnim fondovima na licu mesta umesto samo sa aktiviranim f iksnim fondovima ima svoju svrhu pre svega za privredu u celini9 odnosno za neke veče agregate* Ukoliko ne bi uzeli u. obzir sva aložena sredstva^ ne bi se osetili gubici zbog promaše-nih investicija9 sporog završavanja objekata i drugih. neefi-kasnosti a investicionoj izgradnjio Pogotovu, ilastrativno bi bilo uporedjivati proizvodne koeficijente na bazi fiksnih fondova na licu mesta i na bazi aktiviranih fiksnih fondova«, Razlika bi pokazivala koliki je udeo "nedovršene proizvod-nje" a investicionoj aktivnostio Ako investicije rastas što je najeešci slačaj, onda investicioe u. toka takodje rasta kod nepromergenih aktivizacionih perioda© Kako ge p®rast fiksnih fondova razlika izmedju brato investicioa sa pomakom za vek traganja fiksnili fondova, tako je porast investiciga a toku. razlika izmedja bruto investicija sa pomakom za aktivizacioni periodo Ovaj porast investicija a toka če biti a toliko veči akoliko je veda dinamika bruto investicija i što daži aktivizacioni pe-riod« Ukoliko bi odnos aktiviranili f iksnili f ondova i f ik-snih. fondova na licu mesta bio konstantan, u tom slučaju ne bi bilo razlika u, dinamici proizvodnih koeficijenata na os« nova oba agregata9 jedino bi razlika a apsolatnoj vrednosti oba koeficijenta odražavala potrebu za "nedovršenom proiz-vodnjom" a investicionoj izgradnoi, odnosno veda ili manja efikasnost u. tom pogledao Dakle^ azimanje u obzir činjenice da je obicno potrebno investirati više godina tmapred da bi se stvorili fiksni fondovij, sa jedne strane^ i činjenica da proizvodni efekat daju samo aktivirani fiksni fondovi^ sa druge strane, ostavlja dve glavne alternative za ispitivanje tih odnosa© Prvo. možeiao računati odnos izmedju proizvoda i samo akti- riksnih viranih/rondova^ ali je onda potrebno posebno specificirati mehanizam kako se bruto investicije kao opredmečeni nepotro-šeni deo društvenog proizvoda pretvaraju. a aktivirane fiksne fondove« Drugo9 možemo ispitivati odnos proizvodnje i opred- 43 o .< mecenih fiksnih. fondova9 bez ofosira da li su aktivirani ili ne8 smatraouči da je na taj način implicitno pretpostavljen i melianizam prevodjerga bruto investiciga u aktivne fiksne fondoveo Odstupanja od ranijih proporcija investicioa a to-ku. a flksnim f ondovima na licu mesta 6e se odražavati u vre~ dnosti proizvodnog koe^icioentao Prvi nacin je potreban a slacaja pojedinog pre=-dazecag odnosno na niskom stepenu agregacioe je drugi način veoma loš supstitut za prvi« Medju,tim5 što se manje ovi od-nosi mogu specificirati a tehnološkim karakteristikama i što oe viši stepen agregacije to je teže pratiti i predvi-djati pojedine faze investicionog procesa I aktivizacioni period postaj® veoma gruba aproksimacija* Posebna poteškocu predstavlja identifikovanje vremenskog rasporeda investici-ja anatar aktivizacionog perioda, tako da pomak od toliko godina koliko se pretpostavlja da traja period aktivizacije ne rešava problemo Stoga izgleda da je drugi način jednos« tavnija aproksimacija, posebno ako se ima u vida raspoloži-vost informacioa o pojedinim karakteristikama tih procesa* Jedna druga razlika u vezi sa vremenskim ko« respondiranjem utrošaka i proizvoda jeste podela na proseč« ne koeficijente i na koeficijente koji se odnose na priraš-taje obe "varijable u odredjenom perioda« Prosecni proizvod-ni koeficijent korespondira godišnji proizvod sa svim odgo-varajacim postojecim fiksnim fondovima u. tom momentu* Inte2>= valni (marginalni) proizvodni koefici^ent predstavlja odnos izmedja priraštaoa proizvoda I priraštaja fiksnih. fondova u. odredjenpm vremenskom intervalao Ukoliko se radi o teimološkom proizvodnom ko« eficijenta8 koji oe definisan za odredjeni stepen iskorišca-vanja kapaciteta9 u. aslovima nepromenjene tehnologije i kom-plementarnosti faktora proizvodnje - dakle, ako nema kvali* tativnih promena =• onda to razlikovarge ne bi bilo relevan-tno jer bi novi objekti iste vrste imali iste karakteristi« ke kao cela masa postojediho U jednosektorskom modelu bi pro« secni koeficijent bio jednak intervalnom^ razlike bi nastu™ pile jedino u višesektorskom modela zbog razlika u strukturi© 44* MedjutJLmj, najvažniji razlog razlikcrvanja izme-dju prosecnih i intervalnlh prcdzvodnih koeficijenata leži baš a tome da se karakteristike proizvodnog procesa i fiksnih fondova posebno menjaou a vrementi^ tako da se menjaju i teli~ nološki proizvodni koeficijentio Prosecni proizvodni koefiei-jent predstavlja onda prosecan odnos za ceo niz različitih tehnoloških rešenja koja sa se pojavila u perioda iz koga po°» tiču fiksni fondovi ko^i su sada \i upotrebi« Prosecni proiz-vodni koeficijent kao odnos suma proizvoda i suma fiksnih fondova svih. postojecih preduzeca znaci da Drugim rečima njegov marginalni koeficijent jeste odnos fik-snih fondova (- aloženih bruto investicija) i proizvoda pre« duzeča iz tog periodao On jeste marginalan a odnosa na koefi-cijent za sva postoječa preduzeda (i kao takaY relevantniji za ekspanziju preko novih preduze6a)^ medjutimg reci da je posiaatranjeni investicioa izbegnut pojam kapitala predstavlja cisto zavaravanje samoga sebee Kapital u pomenutom smisla % U IV glavi smo pokazali da konzistentno definisani prira« štaji fiksnih. fondova i proizvoda (aložene investicije i proizvod novih predazeca prema Salteru) daju kod odgovara« jiidih metoda izračunavanja isti intervalni proizvodni ko=-ef ioioent kao i podaci o f iksnim f ondovJbna i društvenom proizvodao 51« jeste baš suma uloženih investicija0 Da su kod novih. predu- zeda izbegnuii protalemi oko veka trajanja« amortizacije i razlog v zastarevarga/ne treba tražiti a tome što nije definisao veli- činu fiksnih fondova u, privredi9 vec u tome što ih sve zbog kratkoče perioda nije azeo a obziro Izostavloanje ostalih (starijih) predazecaj, koja isto tako vrše investiranje u. rekonstrakcija svojih kapaciteta9 i njihovog adela u akapnoj proizvodrgi (kao i priraštaju proizvodnje zbog veceg iskori« ščavanja kapaciteta) predstavlja stvarno nekomplikovani na-čin tretiranja pomenatih poteškoca u. definisanja i merenju fiksnih f ondovao Bez obzira na njihov znacaj na mikro nivou? inžinjerski podaci i podaci o projektima na makro nivou ne odvode daleko<, Zbog mnoštva detalja je nažno agregirati re-levantne velicine pomoca neklh aporedivih vrednostix0 Kao što smo videli u II glavij agregacija raznih vrsta fiksnih fondo-va a jedncg proizvodnoj funkcloi^ kao i agregacija više pro-izvodnih. procesa odnosno grana delatnosti9 vrši se pomoča vrednosnili pokazateljao Kao najprihvatljivioa alternativa se pokazalo ocenjiTanje prema troškovima reprodukcijee Što se tiče nivoa agregaci;je? polazeči od nižih niToa agregacije ka višim gubi se na homogenosti unutar agregata a dobija na ce-lovitosti posmatranja,, oer se ispoljava i efekat raznih. me» djuzavisnostio Sa jedne strane^ za pravilno sagledavanje strak-turnih zavisnosti potrebno je njihovo proučavanje na onom ni~ vou koji obezbedjuje potrebna homogenost unatar jedinice po« smatranja© Tako je za medjusektorsku analiza? čiji je nagla-sak baš na straktarnim karakteristikama9 poželjan što veci broj sektora^ jer se time povecava homogenost pooedinog se~ ktora© Slicne zahteve postavlja i analiza proizvodniii koefi-cijenata fiksnih fondova^ jer je odnos izmedja posmatranih varijabli definisan pre svega tehnološkim karakteristikama preduzeca odnosno agregata koji posmatramoo Strukturne razli-ke izmedju grana delatnosti s\x velikej, a kako ni grane ne x Veoma ilustrativnu diskusiju pojma agregatnog kapitala je dao ToWo Swan /23/ polemizirajači sa Jo Robinson0 52* predstavljaju. homogene agregate^ potrebno je ispitati i dtrukturu. unatar grana9 tjo strukturne karakteristike grupa~ cijao Posmatranje na nivou. homogenijih grapacija omogučava i odvajanje efekta striikturnih promena unutar grana od prome-na u proizvodnim koeficijentima pojedinili grapacija9 što oe jedno značajno poboljšanje analitičke vrednosti tih koefici-jenatao Naravno^ ovaj je aspekat važan i na višim nivoima agregacije«, Sa droge strane? dok niži nivo agregacige omo-gacaje bolje ispitivanje straktares proizvodni koeficioenti postaju. sve više zavisni od postojece straktare0 Sektorski proizvodni koeficijenti su medjusobno zavisni i u opštem sla-čaja se ova zavisnost povecava sa brojem sektora© Tehnološ« ki proizvodni koeficioenti su veoma značadni za pojedine sv-rhe9 medjatim,5, zbog njihove hipotetičke prirode oni nisa po-desni za viši nivo agregacije0 Naime^ mikroekonomska i makro-ekonomska efikasnost se zbog struktarnih i makroekonomskJLb. zavisnosti \i privredi razlikujae Mikroekonomska efikasnost je aslov i važan faktor makroekonomske efikasnostij, ali se ova poslednja njome ne iscrpljujeo -Agregatni proizvodni koe« ficijenti predstavljaja sumami rezaltat svili faktora9 tj# pokazaju neto efekat a nslovima pomenatiii medjazavisnosti sektorao Jedan aspekat zavisnosti proizvodnih koefici-jenata od privredne straktare 3®^*© i pitanje avoza i izvoza, koji nije elimijiisan ni a slucaja globalnog proizvodnog koe-ficijentao Globalni proizvodni koeficijent zavisi i od stru-ktare izvoza i uvoza^ ukoliko neka zemlja svoje potrebe za kapitalno intenzivnim proizvodima pokriva iz uvoza a zamena za radno intenzivne proizvode? u njezinoj proizvodnog stra-ktari 6e ove poslednje prevladavati i zbog takve struktare 6e i globalni proizvodni koeficijent biti višie Ovaj je aspe-kat obicno zanemaren kod ispitivanja proizvodnih koeficije-nata9 ali je jasno da može biti od značajaj, jer spoljna trgo- x PoCo Mahalanobis naglašava da sektorski kapitalni koefici-jenti dobijaju, \x važnosti što je veda nezavisnost izmedja posmatranih sektora /16/o 53o vina predstavlga najbržinačin rešavarga strukturnih problema«> Ocito ge aa proizvodni koeficijenti na razli-čitim nivoima agregacije daju. odgovor na razlieita pitanja i služe za razlicite svrhe0 Zbog toga se ne može postaviti pitanje kcgi od noih su svrsishodni a kogi ne u jednom opštem kontekstUs, vec njitiov značaj zavisi od konkretne svrheo Ovde smo zainteresovani za značaj proizvodnih koeficijenata na ma-kro nivoa pa so. a tom smisla odabrani i statisticki agregati i nivo agregacio'e0 Nepostojanje adekvatnih podataka i anali-za na nižem nivoa agregacije osetno otežava analiza proizvod« nih koeficijenata na višem nivou agregacije i njihova inter« pretacijUo Uprkos tome^ i direktan pristap preko makro agre« gata daje značajan avid a empiricke karakteristike privrede9 mada je sve teže ili prakticno nemogace pratitl azročne veze i konkretne pojavne oblike relevantnih varijablio N.jegova prednost jeste u celovitosti posmatranja© Jasno je da se ova dva pristapa ne iskiju5aja9 več da sa komplementarni* Ostaje dilema da li projicirati privredna kre» tanja na bazi sektorskih ili globalnih proizvodnih. koef ici-jenatao Projekcija varijabli u. globalnom modela ne azima eksplicitno a obzir promene \x sektorskoj struktari privrede« Prooekcija globala kao sume sektorskih projekcija opet ne uzi-ma a obzir medjazavisnost sektorskih proizvodnih koeficije-natao Teško qg a priori reči koji 6e od ova dva aspekta bi-ti važnijij pogotova što odgovcr zaYis5. i od pouzdanosti i stabilnosti pojedinih relacija sa numeričke tačke gledišta« Empirijski deo rada omogučava oba načinao Potrebno je imati a vida da se radi o dva načina aproksimacije kretanja vari-jabli u globalu i da stepen njihove pouzdanosti zavisi i od ekonometrijskih karakteristika mcdelao Dok je projekcija glo-bala moguča na bazi globalnog ili višesektorskog modela9 uko-liko želimo projicirati i privredna kretanja po sektorima, 3c U analizi podedinih karakteristika američke privrede J« Kendrick zapaža da je verovatno da ce projekcija agregata biti tačnija od projekcije elemenatasod kojih je sastav-Ijenj, mada 6e oyi biti potrebni za projiciranoo&konomske strokture /139 str0 17^7o 54o nužan je višesektorski model9 mada veza izmedju globala i sektora I ovde ostavlja mogučnost aitemativnih rešenja«,* Proizvodni koefici^enti na bazi razli" č it 13i_^aFi^igj^_ap re^a t a. Za empiricku analizu proizvodnih koeficijenata fiksnih fondova je od bitne važnosti i izbor statističkog agregata pomoca kogeg aproksimiramo velicinu pojedtnih vari-jablie Razliclti statistički agregati 6e dati ne samo razli-čite numeričke vrednosti proizvodnih koeficidenata več ce biti različita i empirička poazdanost i stabilnost tih odno« sa kao i njihova interpretacijao Efekti različitih definicl«-jaj, tjo razlika u nivou i dinamici izmedju proizvodniii (ka« pitalnih.) koexioijeaiata rač^niatili na bazi različitih statis-ti6kih agregata mogu blti osetni^ a s tim u vezi se pojavlju-je i pitanje koja je definicija relevantnija za pojedine ana= liticSke svrheo Na makro nivou, dolaze a obzir vrednosni agrega-tio Alternativni statistički agregati su kcd fiksnih. fondo« va nova i neto vrednost fiksnih fondova^ kod investicija bratOj, neto ili nove investicijes a kod proizvoda bruto pro-izvodp draštreni proizvod9 narodni dohodak i novi proizvod«, Draga alternativa oe sistem vrednovanja a smisla da li uzi» mamo \i obzir stvarne cene ili se radi o agregatima u stalnim cenamao Zbog dagog veka traganja fiksnih fondova razlike kod vrednosti fiksnih fondova u tom, pogledu moga biti veoma ve-likej, tako da se cini da je svodjenje tih. vrednosti na stal-ne cene neophodnoe Ipakj, treba imati na umu šta to znači« U prineipu se radi o vrednovanju kvantiteta fiksnih. f ondova i proizvoda vrednosnim ponderima odredjenog perioda i kasniji ili raniji sistem vrednovanja pod cijim aticajem sa donešene «: Vidi VII glava0 3OE U oYom rada posmatramo samo odnos proizvoda i f iksnih f on° dova kao jedne komponente draštvenog bogatstva« Za odnos f iksnih f ondova i drugih komponenata dmštvenog bogatstva vidi A9 Orthaber /19/« 55. odluke o investicijjamag proizvodr$L i potrošitfl izgubljen je iz vidae Stoga nama takva vremenska serija ne moža dati info= rmacija o uzrocima odnosno mehanizmu koji je doveo do odre-djenih ekonomskih kretanja9 ve6 samo uslovnu aproksimaciju kretanja kvantiteta tih varijabli© Ako za sada ostavimo problem kako meriti pro= izvod^ postavlja se pitanje koja mera fiksnih fondova odnos-no investicija izgleda najsvrsishodnija za imenilac proiz« vodnog koeficijenta0 Ukoliko se radi o prosecnom proizvodnom koeficijenta fiksnih fondova5 alternativa predstavljaju nova i neto vrednost fiksnlh fondova« Dok izračunaTanje promene smanjenje kod oba agregata polazi od bruto iiiTesticIja/koa nove vred- nosti predstavljaju fiksni fondovi koji sa Izbačeni ±z apot« rebe^ a kod neto vrednosti smanjenje predstavlja amortizaci-ja fiksnih fondova0 U piTom slučaja se radi o stvarnoj do-traoalosti fiksnih fondova (iz fizickih ili ekonomskih raz-loga)? dok se u drugom slucaju radi o pretpostavljenoj kri-voj odumiranoa fiksnih fondova« Ranije je skoro isključivo upotrebljaTana neto Trednost kao mera fiksnih fondovas, dok je u poslednje vreme nova ^rednost fiksnih fondoya sve češ-60 upotrebloavana tamo gde je vazan aspekat k^antiteta fik-snih fondova i ne rgihov vretoosni aspekat© Proizvodna funkcija je svakako jedan od slu5a~ jeva gde je kvantitet fiksnila fondova relevantna varijabia© Količina proizvodnih asluga u jadnom ciklusti proizvodnje ne zavisi od preostale vrednosti fiksnili fondovas) vec od njlho-vog kvantiteta kao faktora proizvodnje« Stoga s@ može očeki-¦vati da ce biti proizvodni efekat fiksnih fondova gace kore~ liran sa novom vrednošča f iksnih f ondova kao aprokslmacijom kvantiteta fiksnih fondova nego sa neto vrednošda fiksnih fondova kao merom preostalih mogacnosti ©ksploatacije tih fiksnih fondova koja u opštem slačaja potcenjaje kvantitet fiksnih fondova kao faktora proizvodrge«, Kao što smo ranije x Ukoliko bi se eliminisao i snih fondova sa isttm izvodnje© razlicite trajnosti fik= u. oe^io^ ciklasu pro« 56O videli da proizvodni koeficijent varira sa periodom posmatra-nga proizvodnog efekta fiksnih fondova (godišnji i ukupni kapacitet fiksnih fondova)9 tako 6e se9 uz pretpostavka kon-stantnog nivoa proizvodnge kroz ceo vek trajanja f iksnih, fon° dovas godišnji proizvodni koeficijent na bazi neto vrednosti razlikovati od odgovarajuceg koeficijenta na bazi nove vred-nosti u. zavisnosti od starosne strukture fiksnih fondova<> U ekstremnom slučaju. prvi može biti i toliko pata vedi koliki je vek trajanja fiksnih fondova« Odnos neto i nove vrednosti fiksnih fondova praktično varira izmedja 1/2 i l*9 jer je nova vrednost fik-snih fondova suma bruto investicija kroz čitav vek trajan^a fiksnih fondova9 dok je neto vrednost fiksnih fondova suma tih istih investicija koje su ponderisane sa svojom još ne« otpisanom vrednošča /39 stro 266/, Pored razlika \x apsolat« nim vrednostima (koje sa važne sa stanovišta ocena potfebnih investicija za odredjeni produkt) takodje ni dinamika oba agregata nije istao U periodima brsog rasta investicioa neto vrednost raste brže od nove vrednosti, a u periodima veoma sporog rasta neto vrednost fiksnih fondova opada9 dok nova vrednost još uvek rasteo31* i)akle9 ne samo apsolutna vred-nost ved i intenzitet dinamike proizvodnih koeficijenata ce biti razlicito % Vidi takodje Bo Horvat /89 stro 189/0 Prvi slučaj odgo-vara stacionarnoj situaciji dok gornja granica predstav« Ija slucaj kada proizvod stope rasta i veka trajanja fik-snih fondova teži beskonačnostio 3E3E Vidi razmatranje alternativnih proizvodnih koeficijenata za Jagoslaviou u periodu. 1920-1959• u- V glavi© Što j8 ve» 6a stopa rasta Investicija^ to sa marge značajni raniji članovi koji imaju male pondereo aasaE Prema No Kaplanu /129 strG 154-196/ Kapitalni koefici-jenti na bazl neto fiksnih fondova su slicni a SAD i SSSRj) dok su na bazi nove vrednosti fiksnih fondova u SSSR-u osetno nižio Daklej, u ovom slačaja različiti sta-tisticki agregati dovode do razlicitih. zaklju5aka0 57. Neto vrednost fiksnih fondova u, opštem slučaja opada dosta brže od proizvodne sposobnosti fiksnih fondova* a pogotovu od veličine nerashodovanih fiksnih fondova. Zbog toga se smatra da pretpostavka da se odredjeno osnovno sred-stvo rashoduje posle datog veka trajanja a da se za to vreme vodi po svojoj ul^iipnoj vrednosti dage dosta realisticnije rezultate od situacije koja je data neto vrednošcu fiksnih fondova« Tako su npr« ocene neto vrednosti fiksnih fondova a Velikoj Britaniji suviše niske da bi mogle predstavljati zadovoljavajaca mera fiksnih fondova9 kapitalni koeficijenti na bazi neto vrednoeti fiksnih fondova sa saviše niski da bi se mogli smatrati realisticnim /2, str« 17/« Ova slabost ne-to vrednosti fiksnih fondova za svrhe ekonomske analize kri-tikovana je i u slučaju. ocena za Japan /17/« Relevantnost no-ve vrednosti fiksnih fondova 3Q istaknata i u radovima Gaa-thona za Izrael /V i Hooda i Scotta za Kanada /7/, na osno-va njihovih podataka zasniva se i analiza proizvodnih koefi-cijenata za te zemlje a ovom rada. Pošto je proizvodni koeficijent fiksnih fondo-va pojam koji se bazira na godišnjem kapaciteta fiksnih fon-dova odnosno godišnocg proizvodnjij relevantna varijabla je nova vrednost fiksnih fondova« Ukoliko proizvodni efekat fiksnih fondova sa vremenom opada (bez obzira na čisti pri-hod odnosno rentabilitet koji se a stalnim cenama ne zapaža) to če se zapaziti a opadanja proizvodnog koeficijenta fiksnih fondova za stara preduzeca« To ce se isto tako tretirati kao promena a kvalitetu kao što se tretira poboljšana efikasnost novih f iksnih f ondova zbog opredmecenog teluiičkog progresa Ze Griliches daje /5/ primer povezanosti ^tarosti, perfo3>-mance i amortizacije za traktore u SAD.Dok je vek traja-n^a oko 20 godina, neto vrednost prema zvan±5noj amortiza-ciji iznosi vec u petoj godini samo oko 1/3 nabavne vred-nosti«, Prema tržišnoj vrednosti, sadašnja vrednost trakto-ra opada na 1/3 tek posle 10 godina« Posle 20 godina nije rashodovano qoš oko 1/2 traktora«, U toku eksploatacije opae da intenzitet iskoriščavanja tih traktora, on je manoi od polovine tek posle 15 godinao Potrošnja pogonskog goriva se poveča za manje od 20% a toka veka trajanjao Ovaj clanak daje i veoma zanimljiva diskasija o različitim koncepcijama kapitala« 5So kao povecanje kvaliteta i ne kvantiteta f iksnih, fondova u proizvodnoj funkcijio Izgleda logicno da privreda sa više no~ vih fiksnih fondova ima9 ceteris paribus^ -veci proizvodni koeficijent od privrede sa starijim fiksnim fondovimao Što se tiče intervalnih proizvodniii koeficije-nata9 izbor statističkog agregata investicija je qoš dosta osetljiviji jer su intervalni proizvodni koeficijenti dosta varijabilniji od prosečniho Kako stvarno tehnološki odnos po-stoji samo izmedju aktiviranih fiksnih fondova i proizvoda^ korespondencija investicija i odgovarajaceg priraštaja proiz« vodnje je daleko teže odreditio Odnosnoj, kriterioum za odre« djivanoe adekvatnije aproksimacije ce biti odredjen na osno-va razmatranja odnosa investicija i fiksnUb. fondova jer se odnos inY8Stici(ja i priraštaja proizvoda može aspostaviti tek posrednoo Čak ako ssanemarimo aktivizacioni perlod^ brato investicije ne predstavljaju priraštaj f iksnih fondova oer stL oni porasli manje za iznos rash.odovan.ili fiksnih fondovae Ne-to investicije \i rastačoj privredi potcenjaja priraštaj fik^ snili fondova jer je zamena manja od amortizacijeo Prema to-me9 priraštaj fiksnlh fondova je jednak novim investicijama, definisanim kao brato investicije umanjene za rashodovane fiksne fondove0 Dakle, akoliko ne bi bilo aktivizacionog pe-riodaj, nove investicije bi predstavljale priraštaj kvantite-ta fiksniii fondova privrede i obezbedjivale bi konzistentnost definicija fiksnih fondova i investicija kao njihovog prira-štaja u. tom smislu0 Za pretpostavke ravnomernog razvoja p.rivrede? konstatne tehnologije i iskoriščavanje kapaciteta? odredje-nog aktivizacionog perioda i veka trajanja fiksnih fondova, Bo Horvat je pokazao da je intervalni kapitalni koeficijent na bazi novih investicija sa pomakom za aktivizacioni period dobra aproksimacija tehnološkog kapitalnog koeficijentao Ta-kodje5 za relevantne vrednosti se intervalni kapitalni koefi-cijent na bazi novih. imresticija nalazi u. intervala gde je intervalni kapitalni koeficijent na bazi bruto investicioa gornjai a onaj na bazi neto Investicija donja granica inter- 59. vala /9/« Ipak, treba uočiti da i pod pretpostavkom kon-. stantnog iskorišcavanja kapaciteta odnos priraštaja proizvod-nje i novih. investicija nije jednak intervalnom proizvodnom koeficijentu, kao što smo ga ranije apisali kao odnos proiz-vodnje i fiksnih fondova novih preduzeca« Neto priraštaj proizvodnje je margi od proizvodnje novih preduzeca za iznos proizvodnje rasliodovanili preduzecaf a nove investicije sa manje od fiksnih fondova novih predazeca za rashodovane fiksne fondoveo U uslovima telmičkog napretka bi prvi inter-valni proizvodni koeficijent bio veči i tako odrazio i efe-kat zamene kao jednog mehanizma za avodjenje tehnickog pro-gresa i vede efikasnosti a privredi. Glavni problemi nastaja, naravno^ zbcg aktivi-zacionog perioda investicioa« Investicije su sada priraštaj fondova na licu mesta a ne aktiviranih fiksnih fondovao Da bi se uspostavila korespondencija izmedju investicija i akti-viranih fiksnih fondova koji iz njih rezaltiraju nije dovolj-no pretpostaviti samo neki odredjeni aktivizacioni period, ved je potrebno specificirati koliki ce se deo ovogodišnjiJi investicija aktivirati (zagedno sa investicijama iz ranijih i kasnioih godina) a odredjenoj godini« Medjatimj i to ne bi bilo dovoljno« Zbog varijacija u iskorišcavanju kapacite-ta bi bilo potrebno naci način da se izdvcgi proizvodnja no-vih preduzeča od akapne proizvodnje ili alternativno pretpos«-taviti tehnološki proizvodni koefIcioent za nova preduzeca. Kompleksnost stvarne sitaacije ocito okazuje na to da bi i ovakav model bio samo jedna od alternativnih aproksimacija odnosa izmedja aloženih sredstava i proizvodnog efekta, po-gotovu što zbog medjazavisnosti ukupan efekat u privredi mo-že biti i veci i manji od efekta u ncnrim predazecima* x Pored toga treba imati u vidu da ge aočavanje aktivizaci-onog perioda a stvarnosti poremeceno i stepenom osvajanja kapaciteta© Isto takos jedan velik deo investicija nisa investicije a nova preduzeca, vec a rekonstrakcija ili pro širenje starih predazeča0 Ove se investicije obično brže aktiviraja i imaja viši proizvodni efekat. 6oo Varijacije u stepenu. iskorišcavanja kapaciteta, aktivizacionl period I rashodovanoe fiksnih. fondova sa tri glavna elementa kcgi ukazuju na problematičnost specifikaci-je intervalnili proizvodnih koeficijenata kao odnosa izmedju. investicija i priraštaja proizvoda9 odnosno poteškode utvr-djivanja tih odnosao Zbog toga se u ovom radu, polazi od odno-sa izmedju fiksnih fondova i proizvoda kao osnovne relacije^ ocenjuje se empiricka proizvodna funkcija na bazi fiksnih fo-ndova^ a ocene prosečnog i intervainog proizvodnog koefici-jenta su izvedene iz parametara proizvodne funkcije«* Pošto smo videli da je relevantna varijabla a. empiričkoj proizvodnoj funkciji nova vrednost fiksnih fondo-va8 odgoTarajudi njihov priraštaj koji azima a obzir rashodo-vanje fiksnih fondova sa nove investicijeo Varijacije a kc=» rišcenja kapaciteta pogadjaju kako proizvodne koeficijente na bazi aktiviranili fiksnih fondova tako i one na bazi f iks-nih fondova na licu mesta9 jer se te varijacije ispoljavaju. \i varijacioama proizvoda0 Tako ovi empirički proizvodni koe« ficijenti ne održavaju hipotetičke telmološke koeficijente, ali zato daja informacioa o stvarnim odnosima u privredi3 tj» o sumamom efektu, svih dejstvujudili faktorao Varijaoije a stepena koriščenja kapaciteta prvenstveno atiču na potreba razdvajanja ©mpirickili i tehno-loškili proizvodnih koeficijenata0 Zbog toga empirički proiz~ vodni koeficijent ne treba shvatiti kao ocena telmološkog proizvodnog koeficijenta kojl važi pod hipotetičkim aslovima« Ako ne postoje podaci o aktiviranim fiksnim fcndovima^ potreb-no je još jedno dal^e odstapanje od pojma telniološkog proiz-vodnog koeficijenta zbog investlcija u toka3 o čemu je bilo več govora0 Proizvodni koeficijent na bazi nove vrednosti fiksnih fondova na liou mesta ukljufiuje i aspekat tehnoloških relacifja9 odnosno efikasnosti u sferi investicione izgradnjeo x Ovi problemi sa detaljnije obradjeni a IV glavi© Tamo je takodje pokazana korespodencija, odnosno razlike izmedja investicionih modela i modela na bazi fondova«, 61 o Uzevši sva tri problema zajedno, izgleda da su. nove investicije kao priraštaj nove vrednosti fiksnlh fondo« va najs-vrsisliodnije za izracunavanje intervalnih proizvodnih koeficijenatao One uzimaju. a obzir rashodovanje fiksnih fon-dova9 što može u razvijenijim i sporije rastucim privredama znacajna stavka, a odnosa na bruto investicije takodje nešto smanjuju efekat investicioa u tokuo Problem iskorišcavanoa kapaciteta je ionako problem fondova, a ne investicija© Al± s\x i ta nove investicioe svrsishodnije jer predstavljaju pri-raštag nove vrednosti fiksnih fondova koja de nezavisna vari-jabla u proizvodnoj funkcijio Što se tice intervalnih proizvodnih koeficije-nata na bazi bruto i neto investicijaj, bruto investicije pre= dstavljaju bolju aproksimacija novih investicija nego neto investicigeo Stadija UN, koja ssbog nedostatka ocena nove vrednosti fiksnih fondova za vecina evropskih zemalja izra» čunava intervalne proizvodne koeficijente na bazi br»ito inve-sticija^ navodi kao važan argument za prednost bruto a odno-sa na neto investicije čiujenlca da bruto investicije a celi-ni unose tehnološki progres (tjo kao nove investicije i kao zamena) i da ovo delimično kompenzira i netacnost zbog zane-marivanja rash.odovanoa0 Iz poznatih razloga odbija priraštaj neto vrednosti fiksnih. fondova kao mera priraštaja proizvod-nog kapaciteta koji rezaltira iz investicioa a fiksne fondo-ve /269 glo I, str« 9°=°10/o Što je brži porast investicija i što je veci vek trajanja fiksnih fondova to je manja razlika izmedja brato i novih investicija i to je veca razlika izme-dju zamene amortizacije36 /39 str« 162/O U takvim aslovima Dok sa odnosi izmedoa amortizacije i brato investicioas zamene i brato investicija kao i zamene i amortizacije a stacionarnoj sitaaciji jednaki jedijiicij a slučaju, rasta brato investiclja od lo% godišnoe i Vaka trajanoa od 30 godina (pod pretpostavkom ravnomernog rasta kroz ceo period i bez azinianja a obzir pocetne velicine fik«-snih fondova) amortizacioa iznosi još samo 32% bruto in= vesticijaj, a zamena čak samo 5%e Odnosno9 zamena pred« stavlja samo 16% amortizacije«, /ibid/o 62. aproksimacija pomocu, bruto investicija bic© veoma bliza intervalnom proizvodiiom koef icijentu. na bazi novih investi-cija. Razlike izmedju, intervalnili proizvodnih k©@fi-eijenata na bazi novib. i neto investicija su dosta vece od razlika a prosecnim proizvodnim koeficijentima na bazi nove i neto vrednostl fiksnih fondova« Kod dugoroČne anallze pro~ izvodnog koeficijenta za Jagoslavija (V glava) smo videli da ne samo da je ngihov medjasobni odnos -veoiiia varijabilan iz razloga koji ne odražavaja promene a proizvodnim relaci« jama Yec je i pravae promene vrednosti za predratni I posle« ratni period suprotan i dovodi do kontradiktornih zakljiiča-kao^ Ova varijabilnost onemogačava da se intervalni nsto proizvodni koef icijenti uzimaju, kao aproksimacija onih na bazi novih investicija« Dakle9 što se tice imenioca proizvodnih koefi~ cioenata^ kao najpogodniji statisticki agregat a empiričkim istraživanjima se nameče nova vrednost fiksnih fondova9 od-nosno njen priraštaje Pored izbora statističkog agregata od velike je važnosti i način ocenjivanja parametara posmatra-ne proizvodne funkoije? o čemu 6e blti govora u sledečoo gla= vio Ovde treba još da obradimo pitanje koji 6e statistički agregat najboloe odgovarati pojma proizvoda9 koji do sada nismo detaljnije preciziralio Proizvodni efekat fiksnih fondova se podraza« mevao kao količina odredjenog proizvoda, ali se sada postav-lja problem na koji nacin 6e se razliciti proizvodi agregi-ratio Kao najpodesnija vellcina najčešce je apotrebljaTan draštveni proizvods tj0 bruto proizvodnoa manje medjugranski atrošcio Ostala dva slicna agregata9 narodni dohodak i novi proizvod (koji sa manjl za amortizacija9 odnosno za rashodo- Neto intervalni proizvodni koeficident je daleko veci a periodu sporijeg rasta jer tada neto investicioe osetno potcenja^a priraštaj proizvodnih kapaciteta i time privi= dno povecavaou efekat po jedinici investicija u takvim periodimao Numericke efekte vidi u V glavi© 65o vane fiksne fondove) nisu uzeta u obzir ukoliko se raspola-galo podacima o društvenom proizvoda0 U prvom slačaja je odu-zeta amortizacija arbitrarna9 u drugom slučaju sa vrednosti zamene obično nepoznate i novi proizvod se u statističkoj praksi ne obracunavao Ipakj, treba naglasiti da i zamena ne dodaje blagostanju9 kao što je to slucaj sa materijalnim utrošcima9 tako da utoliko društveni proizvod precenjaoe či-sti proizvod privrede«, Prednost ovih agregata proizvoda je a tome da se inoga agregirati na svim nivoima jer se radi o onom delu vrednosti koji ne treba nadoknaditi drogim granama privrede i koji se smatra rezultatom proizvodnih faktora -vezanih za odredjenu granao Naijne9 ako se aporedjuge društ*veni proizvod neke grane sa njenim fiksnim fondovimaj onda zapravo apore-djaoemo ono što je pomoca tih proizvodnih fondova proizvede-no sa njima samima9 a to odgovara opštem principu da upore-djujemo rezaltat sa utrošcima<> Ukoliko bi za meru proizvod-nje azeli brato proizvod? stavljali bi a odnos rezultat svih faktora (tjo i oniiL u dpugim granama) sa fiksnim fondovima ove granej, što ne bi odgovaralo tom principa« Proizvodni koeficijent fiksnih fondova bi bio precenoen u kasnijim fa« zama prerade© Na proizvodni koeficijent fiksnih fondova na bazi društvenog proizvodag za razliku od proizvodnog koefi— cijenta na bazi bruto proizvoda9 ne utiče mesto posmatrane grane delatnosti a lanca finalizacije proizvodao Baš zbog te mogacnosti agregiranja na svim ni-voima su proizvodni koeficijenti na bazi društvenog proizvo-da pogodni za makroekonomske modeleo U empiričkom dela rada 6e se ispitivati odnos izmedja nove vrednosti fiksnih fondo- * PoCo Mahalanobis istice da na nivou privrede odnos kapi-tala I proizvodrge ko^a omogačaja kapaciteti rnože pred« stavljati samo hipotetičku asimptotsku gornju granicu koja nece biti nikada realizovana ni a potpuno planira« noj ekonomiji /16/0 64O va i društvenog proizvoda i pokušati oceniti poazdanost i stabilnost odgovaragučih prosecnih. i intervalnih empiričkih. proizvodnih koeficijenata za privredu i najvažnig© sektore« Ovo ^x post posmatranje odnosa izmedgu makro agregata ne mo-že pretendirati da daje ocene t@hxioloških proizvodnih koefi« cijenata9 kako zbog nivoa agregacije tako i zbog varijacija u stepenu iskorišdavanja kapaciteta i problema aktivizacio-nog perioda« Medjatijn, mada ne može pratiti pojedine uzroc-ne veze i konkretn© pojavne oblike relevantnih varijablij ovaj pristtip ima tu vrednost nad poznavanoem konkretnih tehnoloških relacija na mikro nivoa (^¦t&tetički prikaže stvarne sumarne rezultate8 koji su, odraz ne samo tehnološ« kih relacija v@č i cele ^konomske strukture draštvae Deflni« šudi ©mpiricku uprošceiia pr^olzvodna funkcija izmedja nove vrednosti fiksnih fondova i draštvenog proizvoda pokašava se atvrditi da li na makro nivou postoji neka stabilnija em-pirička veza izmedju, tih agregatao Razlike5 odnosno promene u proizvodnim koeficijentima predstavlaaju zajednicki efe-kat svih ostalih faktora osim kvantiteta fiksnih fondova? tako da ce stabilnost proizvodne funkcije na bazi fiksnili fondova ukazati na pravilnost kretanja uticaoa tih drugih faktora«, Pošto 3\i zbog dostupuosti apotrebljavani poda« ci o fiksnim fondovima na lico, mesta promene^ odnosno razli« ke u stepenu iskorišdavanja kapaciteta^ aktivizacioi inves^v cija i trajnosti fiksnih fondova nisa akljucene u mera kvan- titeta fiksnih fondova I njihov če se uticaj registrovati u veličini i promeni proizvodnih koeficijenata zajedno sa ostalim faktorimao S obziram na mnoštvo faktora od kooik za« visi proizvodn3a9 ni^e mogade a priori oceki-vatl da ce pro-izvodna fimkcioa na bazl samo jednog eksplicitnog faktora proizvodnje datl zadovoljavajade rezultate« Ocene prosecnog I intervalnog proizvodnog koe-ficijenta fiksnih fondova s"u Izvedene iz ove proizvodne fun* kcije na bazi empiriSkih vrednostio To možeg sa o6^6 stra-ne, uticati negativno okoliko sa one suviše pod aticajem nekih neregularnih faktora8 dok3 sa druge strane9 one moga 65o biti pogodnije za predvidjanje stvamih kretanja od nekih hipotetickih vrednostis jer sadrže i elemente opšte efikas-nosti konkr^tne privredeo Za pristup u empiričkom delu je karakteristično da^, imajuči u. vida kompleksnost odnosa koji predstavljaou proizvodni koeficijenti, traži odgovor na pi° tanje a kojoj meri moga prolzvodni koeficijenti fiksnih fon-dova kako ih empiricki zapažamo predstavl^ati zadovoljavaga-ca straktarna invarijanta raznih ekonomskih modelag odnosno kakva je empiri5ka poazdanost i stabilnost te veze koja se ponekad suviše olako uzima kao data zakonitost© Citirana literatorja /1/ R« BicaniCg "Kapitalni koeficioentg tehnički napredak i teorija praga ekonomskog razvojaf% Ekonomski pre^ledo 5/19610 /2/ Capital^ Output and Emplo^rnieiit 1948-1960. A Programmo for Growth9 t)epartmant of ipplied ŽconomicSj, Uni~ versitj of Cambridge9 Champan & Hall, London 1964« /5/ EoDo Domarj, Essajs in the Theory of Economic Growth9 0xford Universitj Prass^ &ew York9 1957o /4/ AoL« Gaathon9 Capital Stookg EmployiD.ent and Output in Israel 19^0-19^9^ Ba5k of Israel^ Research Depar-tmen-fcg Jerasalem9 1961«, /5/ Zo Griliches^ "Capital Stock in Investment Functionsi Some Problems of Concept and Measarement'% Measarement in Economics^ Stanford University Presss Stanfordj 19^3o /6/ To Haavelmo9 A Study in the Theory of Investment,, The University of ChTčYgo Press, Chicago? 19^09 /7/ Wm0 Co Hood^ Anthony Soott, Oatput^ Laboar and Gapital ±r the Canadian Economyq Royal Commission on Canada^s Beonomic Prospeots, 1957« /8/ Bo Horvatj, Ekonomska teori^a planske privrede^ Kultura, Beograd? 196lo /9/ Bo Horvat9 Ekonomski modeliw Ekonomski institut NR Hrvat«= ske9 Zagreb^ 1962o 66 o /lo/ Bo Horvatj, "Model privrednog razvoja Jugoslavije u. peri* odu 1958-1980% u B. Horvat, Do Nikolič9 P# Si-c3aerl9 Elementi metodologije planipanja dugoroc-nog privrednog; j5%vq3jJ9 Stu.dl.je 15» oavezni za-voa za privredno planiranje, Beograd9 1964«, /11/ Mo Kaleckij "Pitanje tempa rasta socijalističke privre-dens Polfjski ekonomisti o problemima socinali-stičke privredeq Nolit, Beograd9 19607~ /12/ NoMo Kaplan^ "Capital Stock"9 in Bergson^ Kuznets5 ed0 Eeonomic Trends in,the Soviet Union^ Harvard tJniversity Pressj, Oambridge 1965« /13/ Jo Kendriok9 Prodaotivity Trends in the USA0 NBER? PrinceYon"tJniversity Press, Princeton 1961« /14/ S, Ku,znets9 "Quantitative Aspects of the Bconomic Growth of Nations, V« Oapital Formation Proportionss International Gomparisons for Recent Years'% Eoonomic DeTelopment and Oultural Change* J\xlj9 1960 o /15/ Sc Kuznets9 "QaaB.titati.ye Aspects of the Economic Growth of Nationss VIo Long-Term Trends in Capital Po— mation ProportionsTI5 Economic Development and ff^lM^a 1 jChange 9 July I96I0 /16/ P«CO MalialanobiSj, "Use of Capital Output Ratios in Plan-ning in Developing Co^mtries1^ International Statistical T.nstitute9 J^tii Session9 Beograd9 1965 o /17/ Ha Masaaki9 "On Oapital-Outpat Ratios by Indastry of Japaiij, 1955" 9 Indian Economic Reyiewfl Vol6 Vo Noo lj Febraarj 1960o /18/ A. Orthaberp UvodjvL-fev^P-titativno empiricno analizo narodnega gospodarsfvaV^T^zvezek - Splošni del9 Ekonomska fakalteta v Ljobljanij Ljabljana^ 1960 0 /19/ Ae Orthaber9 pražbeno bo^astvoB II0 zirezekg Ekonomska fakalteta" v Ljnbljani, Ljabl3ana9 1961O /2o/ WoEoGo Salter^ Produotivity and Technical Ch.an^efl Uni-versity oF^JambridgeT^ipa^rtmint1" of ippHed Eco-nomicsj, Monograph No0 69 Gambridge University PresSj 1960<> /21/ WoEoG> Salter^ "Marginal Labour and Investment Ooeffici-ents of Australian Manuf aetaring Industry", The Bconomic Record> June 1962• 67* /22/ Ro Stojanovidg Teorieja privrednog razvona a socijalizma, Naucna knjiga^ Beograd^ 1964« /23/ ToWe S^an^ "Economie Growth and Capital Accumalation", The Economic Recordq Nov« 195^o /24/ Jo Tinbergen9 H9C0 Bos9 Mathematical Models of Economic Growt3io McGraw-HiIl9 New York3 1962. /25/ Manaal on Economio Development ProjectsB United Nati« ons9 New York9 195B« /26/ Some Factors in Economic Growth in Europe daring the 19^,03 (Economic Sarvej of Earope in 1961 c Part Ž)\ tTnited NationSj Geneva, 1964O 68. Glava IV METODI IZRiCUNHHJA U kvantitativnoj ekonomskGj analizi pored izbo-ra relevantnih ekonomskih kategorija9 od velikog je znacaja i izbor nagadekvatnijiti metoda9 kojima se ocenjuju, vrednos-ti parametarao Razlike koje se pojavljaja izmedoa različi^-tih ocena veličine^ dinamike i drugih aspekata pojedinih. ekonomskih pokazatelja (u ovom konkretnom slučagu. proizvod« nih. koeficijenata fiksnih fondova^ s obzirom na poreklo fa-ktora koji sa ih proazrokovali5 moga se podeliti a dve gra-pe0 Sa jedn« stran«, razlike se pojavljuju zbog različitih definicijaj obulivata 8 deflacige i preracunavanja ekonomskih kategorija koje se analiziraja«, Drugim recimas, osnovai po-daci kojima se ulazi a analiza razlikaju se9 pa 6e se pre-ma tome razlikovati i ocene izvedenih parametarat čak i kada bi se printenio isti način ocenjivanja tih, parametarao Sa druge strane9 razlike se pojavljaja i u slacaju kada se teoretsko jednako definirani pokazatelji ocene pomoču raz-ličitih metoda iz istih osnovnih podataka© Ovom se aspektu obično ne poklanga dovoljn© pažnje iako je on od velike važnosti za afirmacija ekonomije8 pogotovu. u domena prime-ne« Kako je ekonomija i onako lišena mogacnosti eksperimen-tisanja popat onog a prirodnim naakamaj, veoma je važno da se adekvatnim metodama što bolje iskoristi inace oskudan empirički materioal8 tjo obezbedi maksimum informacioa ko-je on pruža« Komparativna analiza je a praksi još više ote« žana cinjenicom da se vrednost pokazatelja ne razlikuje sa-mo iz jednog razloga (razlicite kategorije - isti metod oce-njivan^aj odnosno isti podaei - različiti metod ocenjiva-nja)9 nego se oba oavljaja istovremenoo U daljem toka izla-ganja najpre če se pi^ikazati i oceniti razni načini ocengi« vanja prosečnog i intervalnog proizvodnog koeficioenta fik-snih fondovas odnosno odgovaraoadih kapitalnih koeficioena« ta koji se pooavloaja a ekonomskoj iiteraturju A na kraja 69. če se dati prediog metodologije9 koja ce služiti kao osnov za empiričku analiza u ovom radiu Koliko sa stavovi o metodologiji ocenjivanoa i tnterpretaciji karakteristika empiričkih kapitalnih koefi-cijenata neujednacSeni u savpemenoj ekonomskoj literatari? može se najbolje videti iz prikaza zakljačaka kouferencije International Economic Association^ KrL 1961, na tenu "Teo-rija kapitala'% koja ge okupila naopoznatije ekonomiste iz te oblastio tfU vezi sa pretpostavkom stabilnog globalnog kapitalnog koeficijenta8 kooa karakterizira neke od najpoznatijih modela dinamičkog rasta0 pitanje stabil« nosti tog koeficijenta bilo 30 temeljito diskutirano na ovoo konferencijio Po tom pitanju^ šta je dosta neobicšnoj, acesnici se nisa složili^ mada su argumento-rali na osnovu istog empiričkog materijalaoo« Ako se ne možemo složiti oko interpretacije empiriSkog mate-rioala^ kako možemo onda znati što treba da pokušamo objasnitis stabilnost ili nestabilnost kapitalnog ko-eficijenta? Ili9 alternativnoj, kako se možemo složiti oko toga što je pravilna tpnoteza na kojoj treba bazi-rati naše teoretske modele?TC /14-. str» x i xiii/9 Medjatim^ postoji opšta saglasnost a odnosa na najvažnije probleme i poteškode koji se pojavljaju a empi= ričkim istraživanjima kapitalnog koeficijenta© Prvo9 godiš— nje vrednosti prosečnog kapitalnog koeficijenta variraju. sa varijacijama \x stepenu iskorištavanja kapaciteta© Ove sa va= rijacije naročito naglašene za vreme ozbiljnili kriza« Drugo9 varijacije godišnjih vrednosti interralnog koeficijenta su još mnogo drastičnijej, tako da g® a oba slučaja teško utvrdi« ti i kvantificirati neke regalarnosti a kretanoima ovih koe» ficijenata« Ova sitaacioa se manifestaoe u velikom broja me« toda ocenjivan^a pomenutih koeficijenata koji sa primenjiva^ ni a empirickim istraživanjima© Prosecni koeficinent Definicioa prosecnog kapitalnog koeficijenta je veoma prostao To je odnos izmedju fiksnih fondova i godiš= ^0©S proizvoda? ta nema nikakvog razmimoilaženja kako treba da se izračunaou godišnje vrednosti koeficioenta kada su. re-šeni problemi oko podatakao Problemi nastaju kada se ti po- 70o daci analiziraju, tj« kako da se izvode neke generalizacije odnosno kakve pretpostavke treba upotrebiti u teoretskom mo-delu na osnovu koga ce se doneti zaključci i kvantificirati neke zakonomernosti u vezi sa kapitalnim koeficijentom, ili prosto izraziti njegova prosečna vrednost za neki duži pe-riodo Ako se računa prosecna vrednost prosečnog ko-eficioenta za neki period, npr« za dekada, najčešce se upot-rebl^avaja dva načina izračunavanoao Prvi se sastoji u tome da se stave a odnos prosečna vrednost proizvoda u tom peri-odu sa prosečnim stanjem fiksnih fondova« Ovaj metod su upotrobili So Kuznets /11/, L« Grebler, Do Blank i Lo Win~ nick /citirano u 4/9 A« Gan,z /5/$ itde Drugi nacin sastoji se u. tome da se izračuna prosek godišrgih vrednosti kapitalnog koeficijenta (zbir godišnjih vrednosti koeficijenta podeljen sa brojem godina)» Ovaj nacin je apotrebio npr« S. Blagojevic /3/» Ako pogledamo oba nacina pobliže9 vidimo da se u oba slačaja radi o izračunavanju. aritmeticke sredine godiš-njih vrednosti prose5nog kapitalnog koeficijenta? s tim da se u. drugom slucaou radi o prostoo? a u prvom slačaja o pon-deri3anoj aritmetickoj sredini« Kada se radi o kapitalnom koeficijentaj ponderi sa godišnje vrednosti proizvoda; dok se u slacaju proizvodnog kceficijenta godišnje vrednosti ko« eficijenta ponderiša sa godišnjim vrednostima fiksnih fondo-va« To se može lako pokazati na sledeci nacins P s n t P(t) n fiP(t) s Li LK(i .K(t) n 2] t=i Kt) s =*»-»-. L K(t) i_u— g- —.—^,——i t* p\ wy LK(t) n gde je n broj godina perioda« Za kapitalni koeficijent se može slično izvesti da je 2 P(t) ^1 71, Fw . P(t) . -=A~~~ . )*W . Ht)i .1 a važi i relacija p = 1_» Ovaj nacin računanja prose&ne vrednosti koefi« cijenta za odredgeni period predstavlja primenu metode izra« čunavanja globalnog9 odnosno sumamog koeficijenta kao pon« derisanog proseka sektorskih. koeficljeriatag, i na probleme izračunavanoa proseka za odredjeni vremenski periode Dragim rečimag metodološki se ne pravi nikak^a razlika izmedja pro™ blematike koge namece agregiran^e a Yremenu9 tj9 ocenjivanje agregatnih koeficijenata za odredjeni vremenski interval9 i zahteva kogima treba da se podredjaje naSin izracunavanja agregatnog koeficijenta za pooedine g0dineo Pošto smatramo da oe adekratno razlikovanje ova dva problema od velike važnosti a kvantitativnoj anali« zi9 predlažemo na kraja ovog dela jedan drugi pristap prob-lema© Ovde če se samo skicirati neka pitanja koja se postav« Ijaju s tim a vezio Agregatni (sumarni) koeficijenat se re= dovno9 kada se radi o periodu od godina dana9 prikazuje kao odnos izmedju. suma odgovaraoučih sektorskih vrednosti (t$o odgovaradacih vrednosti komponenti kcge alaze a agregat)^ odnosno izračunava se tako da su ponderi sektorskim koefici-jentima izrazi a imenioca koeficijentae Na taj način se pos-tiže jednakost definicioe prosecnog i intervalnog proizvod-nog koeficijenta na svija stepenima agregiranosti kao i jasno def inirana veza izmedoa globalnog i sektorskih koef icijena-ta© Kako godina dana predstavlja period a odnosa na koji se definira prolzvodni koeficijent fiksnih fondovas odnosno kapitalni koeficijent i kako sa podaci takodje obicno dati za taj period i razlika a vrednosti momentnog podatka K ni= je toliko velika unatar jedne godine8 može se smatrati da ova metoda daje zadovoloavajace rešenje problema dok je a pitanja interval kcgi predstavl^a vremensku, jedinica posma- 72. Problem agregiranja u vremenu postavlja jedan dodatni niz problema« Za jedan duži period postavlga ae pre svega pitanje da li'se uopšte može adekratno opisati ceo pe-riod samo je&nom eifrom^ t,j« da li se ocena a ta5ki (point estimate) velicina I parametara koji se menjaju a vremena može smatrati svrsiskodnom t dovoljnom« U opštem sluSaju. s® mož© konstatoTati da postojl opasnost da &e ra<5uu,an;jem pi^o« secne vrednoeti za jedan duži period mogy, lako izgabiti iz vida sve promene u relacijama koje su se desile anutar celog posmatranog perioda. Ovafevim metodom odricem© se informacija o promeni tendencija unutar perioda^ a to može u mnogim slu— Sajevima biti jedan od najvažnijili aspeksta analize* U našem konkretnom slacaja pogaTljnje se još +"n "i g <^ AHhcnT5''5! cs nfl t&tI V*n Q TnomfiirThTiT TiArln"ha°k" ^.fl TT '1 ftSH ii fAnr^ias zentant celog perioda© Drugo9 ocena koeficigeaata 5e invari-jantna a odnosu na vremenski raspored godlšnj© vrednoati P(t) i K(t) unutar perioda sre dok ostaju. iste njihove sume li a 2L P(t) 1 jl K(t)9 odaosn© kolicnik tili sumsu Tre6e9 treba imati u vidu i alt@rnat.iTa da bi9 ukoliko ee smatra da bi c@o period trebalo da bud© jedinica posmatrangaj, proizvodni koef icljenat (jer nltje invarijantan a odnosa na dašina peri« oda posmatranja) zapravo trebalo definisati kao 1 y (št© Taži za elačag gde 5e vremenska gedinica posmatranja Dragi naSin izra5unaYanga prose&zie vrednosti proizvodnog koaficigenta za više godina, primenjajuči metod proste arltmetiSke. sredinej bazira se na implicitnoj pretpos-tavoi da ge stohasticki model varijacija godišngih vrednostl 73« gde su u(l)s 0.(2) ooo itdo medjusobno nezavisne slučajne varigableo Drugim recijna^ pretpostavlja se da godišnje vrednosti prosecnog proizvodnog koef icijenta variraju oko neke konstantne vrednosti9 a te slučagne "varijacije izraže^ ne su. varioablom u(t)o OcSigledno je da se numericke vrednosti pro-sečnog proizvodnog koeficijenta za posmatrani period^ izra-čunate na oba pomenuta načina9 razlikugu« Ovde se necemo upaštati u ocenu da li je bolje ponderisati godišnje vred-nosti prosečnog koeficioenta na ovag specifičan način na ko« ji se to implicitno vrši a prvom slačaja2 ili da^ati svakoj godišnjoj vrednosti podjednaku, važnost9 kao što se to radi u drugom slučajuo Naime9 oba metoda imaja jedan zajednički nedostatak zbog koga se ne mogu, smatrati dovoljnim za adek-vatna analiza problema koji se postavldaju a Tezi sa proiz-vodnim koef icijentomo Kako navodi Blčanid /1/j, postoje tri struje u vezi sa pretpostavkom o dinamici kretanja kapitalnog koe-ficijentas oedni smatraja da ge njegoTa glaraa katakteristi« ka konstantnost u Yremenu9 drogi smatraou da se on povecava9 a tredi da se smanjuje \x toka privrednog razvcgao Dakle9 pri= roda problema traži takva metodu ko^a 6e dati adekvatan odgo« vor u sva tri pomenata slucagaj, a to gornja dTa načina ne obezbedjujiio Na osnovu onoga što smo izneli može se lako zapaziti da onl daju zadovoljavajuce odgovore samo a slaca-ju ako je koeficijenat konstantan« Tada su pretpostavke za drugi nacin ispunjene9 a u prvom nacina se ne postaTlja problem promen® tendencioa© Kako se i za taj speoifični slačaj može predložiti pogodni^i pristaps ©Y8 dve metode do daljega nedemo više komentarisatJU Jedan drukčigi pristap predstavlja posmatra« nje odnosno izračunavanje trendova prosečnog kapitalnog ko-eficijentao Ovo poslednje se može na6i kod Lo Kleina /9» stro 195/9 /lo/ i Jo La Tcttretta/2o/. Jedinice posmatranja % L0 Klein /99 stro 194/ navodi to za prosecni kapitalni koef icijentj, ali isto ocito Taži i za prosecni proizvod-ni koeficijent fiksnih fondova* 74, su godišnje vrednosti prosecnog kapitalnog koeficijenta, kooima je u. oba slučaga prilagodden logaritamski trend (po metodu naomargili kradrata), dok se zakljacak o signifikan-tnosti trenda donosi na osnovu količnika izmedou ocenjenog parametra uz t i njegove standardne greške« Alternativno, pominoe se i linea:mi trend«, m GrakaT pristap predstavlja znatno poboljšanje informacioag jer daje oc@na (tzY0 teoretska vrednost) koefi-cldenta za svaku godinu sajedno sa slikom o opštoj tendenci-ji unutar perioda. Medjutija9 ni on ne iskorištava dovoljno racionalno infonnacije sadržane u osnovnim podacima, je^ lz Dodataka za P(t) i K(t) pravi samo jedan izTedeni podatak P(t) koga onda posmatra u. odnosa na t« Nedostaje ukldačiva-I^fe njformacija o dinamicx P(t) i K(t) posebno, kao i veza sa intervalnim proizvodnim koeficioentom« Iatergalni koefici.jent Problematika ocenjivanja intervalnog proizvod= nog koeficijenta fiksnih fondova^ odnosno marginalnog kapi™ talnog koeficijenta9 predstavlja znatno kompliciranidi zada^ x Ovakva skica $asno ilustrira i zamerka koja je stavljena metodi proste aritmeticke sredine godišndih vrednosti ka» pitalnog koefioi3enta» U sva tri slucaja? bilo da nema trenda, bilo da je on rastuči ili opadaouči, numerička vre-daost prosečnog koeficijenta za ceo period bila bi ista« 75* tak zbog velike Tarioabilnosti koju ispoljavadu numeričke vrednosti tog koefieijenta ±z godine u godinu« Pomenuti koe~ ficijent je definisan kao odnos godišnje vrednosti prirašta^ ja proizvoda i odgoTaraguceg priraštaja fiksnih fondcrra3 od-nosno priraštaja proizvoda i investicijao Prva definicija adekvatnige podražava smisao koeficioentao Veza izmedju pri™ raštaja prolzvoda i investioija (cak i kada je pravilno defi-nirana) predstavlja samo jedan od nacina aproksimacije0 Inve-sticije predstavljaoa trošenje draštrenih resarsa na proiz« vodnju fiksnih fondova« Tako možemo govoriti o efikasnosti procesa investiranja (u, smisla efikasnosti proizvodnje fik-snih fondova)9 a nikako o efikasnosti in-vesticija a smislu proizvodnih efekata investiclja^ jer njih nema sve dok se one ne ostirare a oblika aktiviranih fiksnih fondova9 dok se ne pocna koristiti kao apotrebna vrednost a tom svojstvao31 U praksij, bilo da s© radi o apotrebi u, ekonom-skim modelima ili aopste © analizi intervalnog proizvodnog koef icioenta9 odnosno marginalnog kapitalnog koef icioentas) skoro bez izuzetka pretpostavija se da je on neka konstanta© Kada se radi o periodu od godina dana9 on je to po defini- Do kakve zbrke može da dovede apotreba termina efikasnos-ti investicija može s@ videti na primeru analize globalne efektivnosti privrede u rada S6 Blagojeviča /3/0 Definišu.-či proseLna stopa porasta efektivnosti investiclja za odredjeni period kao lop _•»¦ p - lo©9 on aocava velike lOO + Tj razlike u tako definisanom odnosu, medja pogedinim pot-periodima te donosi zakljačak da zbog toga ©fikasnosti in= vesticija (kao i kapitalnl koeflcijent) ne može poslužiti kao poazdana osnova za potrebe ekonomskog planiranjao Greške sa a st^ari dve9 samo se u, ovom slača-ja ne potiruo PrvOj, tu je pogrešno pre svega implicitno tretiranje inTesticija kao prolzvodnog faktora^ pa je za-kljacak da zbog negativne vrednosti tako definisane efek-tivnosti investicioa (stopa rasta^o^??) & periodu 1956« 196oo faktori kogi uslovljavaju efektivnosti investicioa nisa izazvali očekivane rezaltate na porast nacionalnog dohotka potpuno nelogičan^ kad se može u istoj tabeli vi« deti da je a tom potperiodu prosečni koeficijent efektiv-nosti osnovnih sredstava rastao po prosečnoj stopi od 5?( Drugo9 to uopšte nije stopa rasta efektivnosti investiciga9 nego prose6na stopa rasta r@oipr©cne vrednosti stope aka-malacije! One se moga poklapati samo a specifičnoj sitoa= ciji gde je r^> = r^p© Velike razlike izmedja pojedinih perioda oada akazaja na neajednacenost Investicione poli« tike« a ne kaža ništa o efektivnostio 76. cijiž a - ^L, 9 odnosno u. oblika akceleratora I = k^« A P. Medjutim9 kada želim® da ocenimo njegovu, vrednost za neki ©dredjeni vremenski period9 javljaju se n suštini isti prob-lemi koji su se pcgavili u slučaju prosecnog proizvodnog ko~ eficijenta, samo što sa ovde oni još potencirani* Velika ra-rijabilnost godišnjih Trednosti intervalnog koeficijenta, sa jedne stranej i pretpostavka da je on konstantan, sa druge strane9 postavljaja zahteT da se njegoTa numerička vrednost oceni na bazi podataka za neki daži period, tjo da se što više eliminira aticaj slacajnih. faktora i naglasi aloga sis-tematskih faktora* Najvlše apotrebljavana metoda ocenjivanja je ponderisana aritmetička sredina godišnjih vrednosti inter*-valnog koeficijenta? kod interfalnog proizvodnog koeficijen-ta ponderi sa priraštaji fiksnih f ondova a pooedinim gcdi-nama, dok sa to a slaSaoa intervalnog kapitalnog koeficijen-ta godišnji priraštaji proizvoda« Drugim re5ima9 analogno kao u. slačaja prosečnih koeficijenata princip sektorskog agregiranja primenjen je u slucaja agregiranja a vremenu; L I(t) L AK(t) Kod nas sa analogan način za izračunavanje intervalnog kapitalnog koefici^enta apotrebili, izmedja os« talih, Bo Horvat /7/9 De Stoganovie /18/*9 I. Vinski /21/, De Vojnid /22/o 1 a ovom slačaju vrednost koeficijenta inva-raijantna d© m promene godišngih vr@čto©sti A P(t) i A K(t) * Teminologioa u tom clanka 30 nešto neaobičaaena i ne bismo je mogli smatrati svrsishodnom0 Kapitalni koeficijent je definisan kao odnos godišnjih brato investicioa i godiš-njeg priraštaja drašWenog proizvoda, dok je na gornji na-6ia issracunati intervalni kapitalni koeficijenat za daži period nazvan prosečnim kapitalnim koeficijentom,, mada je taj termin inace rezervisan za odnos fiksnih fondova i prolzvoda© 11. ffi sve dok se ne menjaju njihove sume ?, A P(t) i A AK(t)s, odnosno količnik tih suma« Jedna Tarijanta ovog načina racSunanja inter^ valnog kapitalnog koeficijenta koristi iedan identitet9 k©~ ji postogi izmedju intexraLiog.. ^.oeiicijenta Jsl^ stope akumu- kao I « 1 i A P« respektiTno,) o5ito važi poznata iz Harrod-Bomapovog modela« Ovag način koristio je So Kaznets u komparativnoj analizi rasta /12/9 /13/» kao i Sekretarijat ekonomske komlside OT za ETropu u istraživanji« ma faktora priYredn©g rasta evropskih. zemalja za SO^te go» dine /17/ i dr0 Usko gledanoj, ovaj nacin ne predstavlja niš-ta drugo do gedan zaobilazan naSin izračunaTanga istog od-nosa0 Oba načina daja iste rezaltate kada je a pitanja go-dišnji periodj, jer u tom slučaju gednakost L i s predsta^- ako sa varijable konzistentno definisane i agregirane na odgovarajadi na6ino Ukoliko se s i r^ ©cenjuou nezavisno9 ne azimajuči a obzir ovaj us!oy k©nzlstentnosti9 kolicnik izmedju s i ^p važi samo kao aproksimacija ranlje definisa™ nog odnosao Diskrepancija kod ina5e osetljivog interralnog koeficijenta ne mora da je zanemarljivao Ako postoje osnovni podaci9 ©va Tarijanta izgleda manj® poželjna ©d prethodne© U svrhn oeergivanoa interralnog kapitalnog ko-eficioenta Se Popovid /15/ i S# Blagcgevič /2/ apotreblli su regresiona analiza definišadi ©snovna sredstva kao linearau. funkciju proizvoda (draštTenog proizvoda i nacionalnog do- * Te6 navedena dva rada pružaju pregled nekoliko primenje-nih alternatiTOih metoda za samostaln© ocenoivanoe s i Tp So Kaznets ©cenjage s na bazi ©dgovarajačili kumalativa za periodj a rp ka© prose&nu geometrijska st©pa rastae U pablikaciji OT s s@ ©cenjaje po istoj metodi ali sa p©ma« k©m od 1 godine9 a xv> bilo kao stopa rasta izračunata iz trenda ili ka© geometrioska stopa rasta» aac U ©ba naTedena slučaja metoda je ap©tr@bljena u medjuna« r©dnim komparacijamaj, neke specif icnosti up©trebe a tom k©nteksta analiziran© sa apored© sa rezultatima tih. istraživanjao 78. liotka^ respektivno)e Bazlozt kogi govore protiv ovakve spe-cifikacije navedeni su u. glavi III© Pod pretpostavkom da godišnje vr@dnosti inte-gralnog kapitalnog koeficijenta variraju slucajao oko neke konstantne vrednosti^ tQ© da sa investicije prosto proporci-onalne sa priraštajem proizvoda osim slučajnih odstupan;ja9 numericka vrednost koeficijenta za posmatrani period može se oceniti i kao prosta aritmetička sredina godišnoih. interval« nili koef icijenata0 OdgOTarajači stoliasticki model jeste lCt) _ k + v(t) gde su v(l^,. v(2) «0» medjusofono nezavisne slučajne Tarijab-leo Lo Kl©in akasaje u /99 str«, 19^/ aaa cinjenicu da ovaj na-cin ocenjivanja ne treba smatrati kao alternativu modela ko-ji smo naveli kod proeecnog kapitalnog koeficijeuta, oer se slaca^na greska u(t) razlikuoe od v(t)» U vezi sa ocenjivangem intervalnog koeficijenta veoma je interesantna i jedna konstatacija Ro Goldsmitha© Za nas je pre svega Tažno da ramotrimo još i metoda koja je ta nagoTeštena9 tjo koreliranje godišnjih priraštaja kapita-la i godišnjili priraštada prodakta* Thre stvari govore protiv toga da bi ona bila relevantna a naš@si istraživanoae Prvo, več smo pokazali da odnos izmedju inTesticida i priraštaja prodakta kako ga empirički posmatramo osim pod veoma speci-fi5nim pretpostavkama9 ne predstavlja proizvodnu funkciju od-nosno tehnološki odnos9 koji postogi izmedja fiksnih fondova i prodaktao Odnos izmedju AP(t) i AK(t) odnosno I(t) ne k Vidi cuc« za dokaz da su, pretpostavke u oba slučaja posve različiteo U vezi s tim odliika9 a noegovom pristapa ana-lizi^ da li prvo oceniti iz empirijskili podataka vrednost prosecnog kapitalnog koeficijenta i onda izvesti akcelera-torska jednaSinu inveaticioa, ill ocenitl ovu pcslednju i izvesti prosečni koeficijenat, mora se bazirati na pret« postavci o stohastickoj struktari sistemao 3eje "Marginalni kapitalni koeficijenti sa se pokazali kao van-redno nestabilni9 što može biti delimično posledica manQ=» kavosti odgovarajučih statistikaj ali izgleda da to okazu-je i na nepostojanje izrazite korelacije izmedju godišnjih promena realnog materijalnog bogatstra i neto nacionalnog dohotka© Oyo sigarno stavlja u. eunmju, ako ve6 ne teoretska osnovanost, onda bar praktična aplikatiTOost mnogo Čega 1* tzvo akcel^ratorske analize na kratkoročne probleme"© /6, stro 3oo/o 79o sadrži niti proizvodna funkciju za najnovije fiksne fondove jer a) AP(t) ne predstavlja samo proizvod novih predazeda čiji su fiksni fondovi odnosno inTestieije predstavljeni sa A K(t) , nego se menja i zbog promena u ef ektima starUi f ik-snih fondovaK(t«l) i b) jer je AK(t)5 odnosno l(t)j, više odraz procesa investiranga neg© alaženja u proizvodrgu novih objekata« Ovakvo predstavloanje9 odnosno specifikacio® fun« kcije AP(t) = f( AK(t))9 na primerAP(t) = a A K(t) + b8 zna-Silo bi baš takvo korespondiranje odredjenog priraštaja pro-dukta odredjenom priraštaju, fiksnih fondova©* Dakle9 ne samo numericki nego i koncepcijski ovaj metod ne bi zadovoloavao^ Drugo« gledano sa računske strane« odnos -A^Lli, n@ \^± ispao konstantan nego bi s© menjao a Yremena9 dok relatiirno mala disperaija nezavisne varioable9 posebno a fazama spornog raz« voja privrede9 ne bi omogacila zadoToljavajuča poazdanost pa« rametara© Sve ovo9 naravno9 ne znači da nam empirička istra-živanja asocijacije izmedja priraštaja proizvoda i prirašta-ja fiksnih fondova8 kao i trenda interralnog koef icioenta^ ne može dati dragocene informaeioeo Što de bolja ova veza9 to 6e pouzdanija biti proizvodna funkcija na bazi fiksnih fondova9 to če manje biti standardne greške parametara te funkcijeo Ovde se samo ukazalo na razloge zbog kojih, ne može« mo a priori ocekivati neka veoma Svrsta vezu izmedju investi« cija i priraštaja proizvoda« Klasifikacija i ocana metoda izračunaTanja Smatramo da je za rasumevanoe znacenja i za interpretaciju, pooedinih koeficijenata od posebne važnosti ispitati pretposta^ke na osnova kojih sa definisane relaci-je izmedju, pojedinih. agregata9 kao i pretpostavke na kojiina se zasnivaju, pojedini metodi izračonavanja«, U ne malo sluča~ « čak i podaci o aktiviranim ftksnim fondovima Ili ovodje^ nje aktivizacionog perioda ne bi rešilo osnoTOi problem< aOE To bi se9 naraTOOj, moglo izbe6i restrikcioom da mora regresiona prava prolaziti kroz koordinatni pocetak© 80. jeYa konzistentnosti ot® dYe grupe pretpostaTki ni,je posvece-na doTolJaa pažnoa9 ili se čak uopšte n© asimaju. u obzir im-plicitn® pretpostavke upotrebljenih. metoda ocenjivanjao Dosa* dašnje razmatrang© je pokazalo da je u domena ovog tipa is- . traživanja najvaznija podeila na inTesticione modele i kapi-talne modele (modele na bazi priraštaja i modele na bazi fondova)* Investicionlm modelima nazivamo ©ne kod kojih se pretpostavlja da kao osnoma savisnost postoji veza izmedja godišnjih vrednosti priraštaja proizvoda i investicija (ili odgoTara3o.de definisaajfeprirašta^a fiksnih fondova)« Posled-n»ja dYa metoda od ra.nlje naTedenih adekfmtsa su. za ocenjiva- nj® parametara u talnroai tipa r@lacije» dili u ©vom d©la rada pripada^a tipu. kapitalnili modela^ gde j@ ©snofma zavisnost koja s® pretpostaY3.,ja veza ismedja pro-izvoda i fiksnih. fondoTa« Kada se radi © prosečnom proizvod« noia koefioijenta flksnih fondoTa^ odnosno prosečnom kapital-nom koeficijentu9 ©Ya s@ priroda koeficijenta vidi ve6 iz definicijec Što s® tič@ met©da m ©eenjiTanje intervalnog proisvotoog koefIcijenta^ a siačaju kada je upotrebldena ocena parametara iz regs@si3© K(t) = aP(t) + b isto tako je ©kspllcitno naglašeB, oiraj tip odnosa« Medjutim9 u slučada ^ kada je relacija defialsana kao Isj^.AP, alternativno k « I 9 a intervalni koeficinent za neki duži period oee« njune s© na osnora metoda kumulativa K^ - A JW koji se Lica da i ©- vaj model pripada gru.pl kapitalnih modela izgleda da nije la« ko uočljiva« Naime,, smatra ee da se a gornjem slacaja radi o investicionom modela. Da bismo pokazali da impl^citne pret-postavke gornjeg metoda ©cenjiiranja interralnog kapitalnog koeficijenta odgovaraja pretpostavkama'kapitalnog, a ne iave= sticionog modelaf tj« da pokažemo korespond@nciju izmedju kapitalnog modela i modela kumalatiTa priraštaaa proizvoda * Isti zakljuSak razl i za metodu k^ * ^-9 i to bez modifi- kacija ako su velicine I ^ i & P konziBtentno def inisane i ocen,jenee TF** ^^^^ 81, i investicija^ poslužidemo se graflckim načinomo Pošto se u. pomenutini slučajevima radilo o analizi marginalnog kapital-nog koeficijenta9 sfeiciracemo primer za taj odnos9 mada se on neče upotrebljavati u ovom radao Najpre čemo pokazati na jednom primeru. kako se razlikaju dijagrami a slacaju, inTesticionog modela i modela kumalativaj, iako su to samo dva razlicita načina ocenjivanja matematicki jednako definisanog marginalnog kapitalnog koe-ficijenta k^ - TZ * (a) % °2 <>5 °3 °2 ^i —v AP, ^^3 Ap, AP, ap, Dijagsara irasturenosti za investicioni model (a) 1 model kumuiativa (b) Dok prvi dijagram pokazaje odnose za svaka godinu. pojedinač-no, dotle drugi dijagram pokazaje odnose koji nastaja kada se metoda kumulativa primeni sukcesivno za ocena parametara za period od jedne godinej, dve godine itd«, Ocena k je8 na» ravno, numerički jednaka tangensu, ugla koji zaklapa prava vezujači pojedine tačke sa koordinatnim pocetkom9 to ^aži za oba diQagramao Kako vidimo9 u slučaju investicionog mo-dela k^ može biti I negatiTan^^ dok je to veoma retko kod metode kumulativa gde se godišrge vrednosti u sumi kompenzi« raju.« ^ok se kod traženja numeričke vrednosti k za period od više godina kod investicionog modela treba prvo još odlu- ac Ovakvi slacajevi ne samo da stvaraju poteškoce kod ocenji-vanja nego ih je skoro nemoguce logicki interpretirati9 što samo ponovo ukazuje na problematičnost specifikacije I = k o AP u pogleda azroka i posledice«, Doslovce prime« njena^interpretacija akceleratora - da bismo postigli smanjenoe proizvoda « AP (t) ootrebno je investirati I(t) -očito je lišena svako^ amisia« +* Zap. 82, čiti o tome da li 6e se primeniti na primer metod regresije ili metod proseka godišnjih vrednosti, u drugom slučaju. to se ne postavlja jer j© odluka o načinu ocenjivanja osnov za definisanje kumulativa, a ne obmutoo U slededem dijagramu 6e se pokazati da metod kumalativa kao jedan specifičan na-čin ocenjivanja k^ zapravo u sebi sadrži pretpostavke kapi-talnog modela5 mada je izveden iz istih osnovnih podataka o priraštaju proizvoda i investicijama kao investicioni modelo Kako je za to potrebno da su investicije i fiksni fondovi konzistentno definisani, u ovom dioagramu 6e se I(t) zameni-ti oznakom AK(t)r o K(t) K5 K4 K3 K2 KI O3 °2 O5 °4 AK4 --------4?E» AK2 K0 ! AP, —|-------^-------f—-4--------v---------- 1 AP2 ! AP4 —¦—r*-------v *i I *P5 fe t ------------------L_....._ 1 1 1 | ------------------------------------------^*. P0 PI P3P2 P4 P5 Dijagram korespondencije metoda kumulativa, i kapitalnog modela, P(š * Naime potrebno je imati u vidu da q© u. ovom delu rada akcenat na analizi diskrepancija koje proistiSu iz razli-Sitih metoda ocenoivanda kod datog izbora agregatao Gor-nje konstatacije važe i za nove i neto investicije a vezi sa odgovarajučim fiksnim fondovima^ sa ili bez azimanja a obzir aktivizacionog perioda? vazno je samo da su inve« sticide i fiksni fondovi konzistentno definisani, tjo da je I(t) = AK(t). 83 a Čini se da ovakva konstrukoioa dioagrama do-voljno jasno pokazuje da je medjusobna pozicija tačaka ko~ je oznacuou vrednosti kumalativa za pojedine periode isto-vetna sa onom koja proizilazi iz odnosa proizvoda I kapi<~ tala za one godine kcge predstavlgaau završnu godinu peri-oda za kcgi se ocenjaje k «, Ako azmemo da nema osa P(t) i K(t)s dobičemo dijagram sa prethodne stranicej, doks ako izostavimo ose | AK(t) i | AP(t), člobičemo dijagram rastu-renosti u ravni prikazanih godišnjih, vrednosti prosečnog kapitalnog koeficijenta© Drugim rečimaj, dijagram rastare« nosti je invarijantan na translacioa koordinatnog počet-ka, korespondencija izmedju ova dva metoda je očigledna« Na ovom mestu, necemo dalje razradjivati ovaj dijagram jer smatramo da oe odluka o tome koja je od ove dve varijable zavisna i koja nezavisna sa ekonomskog sta« novišta neadekvatnae Ako rezimiramo dosadašnja razmatra-nja metoda ocenjivanja koje se pojavljuja a ekonomskog Xi-teratari9 u slačaju, proseSnih kapitalnih. koeficijenata na= merička vrednost za neki period ili trend ocerguju se bilo na osnovu godišnjih vrednosti prosecnog koeficijenta bilo kao odnos prosečnih vrednosti proizvoda i kapitala za ceo periodcJednom metodu može se staviti zamerka da nedovolj« no koristi ±nf ormacije jer traži osnovna zavisnost u rav-ni K/-. \ i to Dragi metod ima taj nedostatak da davanjem prosečne vrednosti za ceo period gabi informacioa o prome» ni tendencija unutar perioda. Kod ocenjivanja vrednosti intervalnog koefi- 84. cijenta investicioni model izgleda najmanoe adekvatninu Metod kumulativa, kao i njegova varijanta preko s i Tp, ima taj nedostatak da koristi samo minimum informacija3*, tako da u opštem slučaou daje ocene sa nepotrebnom velikom standardnom greškom a da istovremeno definicija ukazuje na egzaktnost koja ie samo prividnao Metod regresije, kako je primenoen u pomenutim radovima, pored neadekvatne spe™ cifikacije ne vodi raČuna o stabilnosti relacije u vremenu, što je nedostatak i metoda kumalativa« Pored toga8 upotreb-ljen je samo u svrlau ocene Interiralnog koeficijenta i za ocena stepena korelacioe izmedja fiksnih. fondova i proiz-voda» Smatramo da sa analiticke mogucnosti ovog metoda u dosadašnjim radovima veoma malo iskorištene9 a da koncep-cijski metod uopšte nije obradjen«, Metodološki pristup oce« njivanja proseSnih i intervalnlb, proizvodnih koeficijenata fiksniii fondova^ koji sledi, predstavlja predlog načina na koji bi se neki od gomjili nedostataka dosadašnoili metoda otklonili? istorremeno on predstavlja i osnov za empiričku analizu a ovom rada« x Dijagram kumalativa predstavlja translaciju koordinatnog poSetka u (P(o), K(o))9 tako da se k_ može definisati i preko veličina PiL m L x(*) ? AK(t) w v vf x t t w K(n) - K(o) ¦ " l AP(t) " S AP(t) = K(n) - P(o) Iz ovakve definicije se vidi da metod kmaulativa pri-raštaja koristi zapravo samo informacija za prvu i pos-lednju godinaj invarijantan je u odnosa na vrednosti za ostale godine unatar perioda jer ih aopšte ne uzima u obzir« 85. Izračunavan.je na bazi proizvodne funkcije Što se ti5e osnovne koncepcije na kojoj se bazira ova metodaj, ona ge sa ekonomskog stanovišta obrazlo-žena u glavi IIIo MedQutim9 izmedju takvog teoretskog mode« la9 koji se bazira na pretpostaTkama konstantne tetmologije, konstantnog iskorišeavanoa kapaeitetag, komplementarnosti fak« tora proizvodnge9konstantnih prinosa u. odnosu na obim proiz-vodnje^ kao i tehnološke i ekonomske efikasnosti proizvodne funkcije9 tjo koji naglašava tehnološku, determiniranost pro-izvodne funkcije na osnovu fiksnih fondova^ i konkretnih, as-lova pod kojima je došlo do odredjenlli vrednosti emplričkih podataka o proizvodu i fiksnim fondovima9 postoji jedan ve« liki raskorake Sa jedne strane9 promena tehnologije i sapsti-tucija faktora proizvodnje a vezi sa promenama u vrednovanja deluja a pravcu sve veče nehomogenosti telmologije potenci« rajači tako probleme oko agregiranja raznih vrsta fiksnih fondova i narušavajuči ve6 ovako labava vezu. Izmedju troško-va proizvodnje fiksnih fondova i njihove apotrebne vrednosti kao faktora proizvodndee Sa druge strane^ proizvodni kapaci-tet fiksnih fondova a simplificiranog proizvodnoj funkciji izražava ne samo ©fikasnost apotrebe fiksnih fondova nego efikasnost svlh faktora proizvodnje zajedno, a u stvarnosti je varijabilnost ove komponente obicno dosta velika« Kako empiričkl podaci daju samo ukapan efekat svih faktora^ postavlja se pitanje da li ocenjajaci pojedi« ne parametre proizvodne funkcioe na osnovu empiričkih poda-taka uopšte oeenjujemo ranije pomenatu teorijska proizvodna funkcijuo Imadaci a Tida raniju diskasija problema merenja fiksnih fondovag a pre svega inherentne poteškoce definisa™ nja i merenja fiksnih fondova kao faktora proiz^odnje^ bolje je da za empiricki deo istraživanja preformaJ.iram@f odnosno preciziramo operativna definicija relacije koja ispitugemo«, Ovde če se ispitati veza izmedja nove vrednosti fiksnih fon-dova a stalnim cenama9 kao agregata za koji se pretpostavlja da naobolje aproksimira proizvodni kapacitet fiksnih fondovas i draštvenog proizvoda (a nekim slacagevijna narodnog dohot« ka) u stalnim cenamae 86o. Ova nešto duža uvodna napomena treba da pruži objašnjenje zašto se ovde prišlo emplričkom istraživanja neš-to drukčije nego što je to uobičaoeno kod ovog problema* Na-ime, obično se uzima da je odnos proizvoda i kapitala intere-santan sam po sebi, pa se izračunavaju npr« vrednosti proseč-nog i intervalnog koeficijenta za pojedine godine odnosno pe-riode na osnovu jedne od pomenutih metoda, uzimajuci pretpos-tavku da postoji neka relativno stabilna empiricka zakonitost izmedju ova dva agregata odnosno njihovili priraštaja kao go-tovu 6injenicu, mada je ta pretpostavka u najviše slučajeva zasnovana na veoma visokom stepenu apstrakcije« Tako se po-javl^uje niz ocena, na bazi naorazlicitijih agregataf za ko=* je se smatra da daju odgovor što se tice numeričke vrednosti kapitalnog koefici3©ntag dok se istovremeno aopšte ne azi-ma za potrebno da se ispita da li takva empiricka zakonomei^-nost postojij koliko je ona poazdana i kakav je stepen apro-kaimacije koji se može očekivati ako se takva ocena upotrebi za projekcije* Ovde se problema prilazi s druge strane« Kada se razmotrilo koja se relacija sa teoretske strane može sma-trati naopodesnija, empiričko istraživanje treba da da odgo-vor da 11 takva veza postoji izmedju empiričkih agregata9 tj. i na osnova stepena aproksimacije za koji smo u. mogučnosti da hipotezu testiramo na osnovu empiričkog materijala« Dru-gim reČima, postoji niz faktora abog kojih smo mogli očeki-vati da 6e se oe<^na dosta opšta pretpostavka o zavisnosti P « f(K) pokazati kao nedovoljno dobra aproksimacija stvar-nostio Eada se azme a obzir da se zapravo traži da uprošde-na proizvodna f unkcija sa samo jednim faktorom proizvodnje adekvatno prikaže efekte svih ostalih faktora proizvodnje i to pored svih problema merenja i ostalih aproksimacioa9 moglo bi se reči da je cilj ovog ispitivanja da se ustano-vi da 11 u&rkos svih. tih uticaja ipak postoji neka empiri5-ka zakonomernost medju pomenatim agregatimao U ovakvoj modificiranoj uprošdenoj proizvod« noj funkoioi* nezavisna promenljiTa je nova vrednost fiksnili x U tom smisla cemo i u-potrebljavati tenain proizvodna fun° kcija u empiriSkom delu rada« fondova9 a zavisna promenljiva je Trednost društrenog proiz« voda<> Pošto su naouobičajenije pretpostavke o ponašanju pro« izvodnilig odnosno kapitalnih9 koeficijenata konstantnost ili rastaci ili opadajudi trend prosečnih koeficioenatag s jedne stran©9 i konstantnost intenralnih koef icijenata 9 s druge strane^ ovde ^e kao osnovni modei za testiranje apotrebljena linearna nehomogena proizvodna funkcija© Ovakva formalacioa oblika prolzY@dne fank©ije se nama čini optimalnom a smisla da je dovolono fleksibilna da oboh.Yati mogucnost testiranja STih glaTOih hipoteza9 dok ipak još ne dovodi do sinriše Telikih komplikaeija u kasnigini matematič-kim formulacioama modela i ©cenjiTanja parametara ekonometri« jskih modela koji se baziraju na proizvodnim koeficigentimao Haime9 izvod gornje gednacine daj® konstantnu ^rednost inteiv Ako j© vrednost parametra b jednaka 0 ili zanemariva 9 onda Oe prosecni proizvodni koeficijent konstantan i jednak in= tervalnom proizvodnom koeficijentu. ae Ukoliko je b pozitivan9 onda j@ trend prosecnog proizvodnog koeficioenta opadajači okoliko K(t) raste (što ge obi&no-sla5aj)i ako je b negati« van9 onda -^- (t) \xz isti uslov rast© u. TOemena^ dok je vrednost interralnog koeficijenta a u. oba slacajL asimptot-ska vrednost pros©6no^ koeficijentao Ako se 12 ra^ni E(t)9 P(t) zajednicki grafički predstave prosečni i interralni proizvodni koeficijentij, prosečni koef icijent je jednak tangensa ugla ( fo odnosno ps ) koji zaklapa ta5ka (K(t)5 P(t)) sa koordinatnim počet~ komj, dok oe Trednost inteanrainog koeficijenta jednaka tangen-a\x ugla a koji zaklapaju priraštaj proizvoda i priraštaj kapitalao Veza izmedju prosecnog i intervalnog proizvodnog 88. P(t) Odnos intervalnog 1 prosečnog proizvodnog koeficijenta koeficijenta (za pozitivne priraštajeA P i L k) je očiglednas ako 00 Ps > Pi ¦* a > pa > Pil a > p, »¦ pt > p^, i a > ps| a > pf ^ ^ > pfl Odno»no, L2 < pt -* a.< L«¦ < pil . a < p« -» ft < pa. ± a < p*j a < p« -* ps Ovde sa oni pomenuti samo ukoliko je to potrebno za prikaz strate-gije istraživanja koja primenjajemo u ovom radu« 89* psroizvodna funkcija i ocenjene virednosti ptosečnog piroizvodnog koeficijenta U dijagramu prikazana ge regresiona linija^, kao ± ocenjene vrednosti prosecnog prolzvodnog koeficijenta (ispre-secane linije iz koordinatnog pocetka)^ ocena intervalnog proizvodnog koeficijenta predstavlja nagib regresion© prave© Pošto je b negativno^ a K(t)> K(t - 1) Taži za svako t9 pro-sečni proizvodni koeficijenat na osnoTa ocenjene vrednosti P(t) stalno rasteo Ovde je važno uociti da se9 pošto se kao osnovna zavisnost sa ekonomske tačke gledišta uzima veza izmedja fik= snili fondova kao jedinog eksplicitno izraženog proizvodnog faktora i proizvodas ocenjaja parametri takve empiricke sim« plificirane proizvodne funkcigec, dokoSa ocene i intervalnog v proizvoanog proizvodnog koeficijenta i prose6nog/koeficijenta izvedene« Ovaj pristup s© razlikaje od dosadašnjih pristupa9 jer sa pojedine pomenate metode uvek upotrebijavane za ocenjivanje samo interralnog ili samo prosecnog proizvodnog (ili kapital-nog) koeficijentae Tako o© izgledalo kao da odvojeno postoj© dve vrste zavisnostis prosecni koeficioent je neka funkcija vremena9 dok je interralni koeficijent neka funkcija oba priraštajao Naravnoj, aocena je dobro poznata veza izmedju prosečnlb. i marginalnih veličina9 ali samo kada se uzimalo da je ta veza funkcionalna^ dok su sami parametri ocenjivani na bazi razlicitih pretpostavki o formi stohastičke zavis= nosti kao da su, to dve različite stvari«, Ovde se polazi od 90. toga da postoji jedaa osnovna zavisnost izmedju P i K, a intervalni i prosecni proizvodni koef icijenti su samo dva tipa indikatora kojima tu zavisnost opisujemo© Sada čemo razmotriti promene koje ovaj način ocenji-vanja pomodu. proizvodne fankcioe linearnim regresionim mode— lom unosi u odnosu na dosadašnje metode izračunavanja inter-valnog i prosečnog proizvodnog koeficioenta, i to za svaki od ova dva koeficijenta posebno« U odnosu na investicione modele i na formulaciju K = f(P) proizvodna funkcija predstavlja po našem mišloenja ekonomski ispravniju specifikaciju relacije9 o čema je bilo ve6 govorao Izracanavanje intervalnog proizvodnog koefici-jenta pomodu metoda kumulativa priraštaja (tj0 ponderisane aritmetičke sredine godišnjih vrednosti intervalnog koefi« cijenta)nedovol5no koristi raspoložive informacioe baziraju-6i ocena na empiričkim vrednostima prve i poslednje godineo Ocena parametara pomodu metoda naomanjib. kvadrata za model P(t) = aK(t) + b + u(t)9 pod pretpostavkom da u(t) ima oče-kivanu vrednost 09 konstantnu. varioansa cr^ i nalte kovari-janse, predstavljaja najbolje linearne nepristrasne ocene parametara a i b u populacijie Ako se doda još pretpostavka da se u(t) distribuira normalno« ovalnre ocene parametara 1 vero identiSne sa sa onima po metoda naovece/dostoonosti("maxinium likelihood11)«* Dakle8 dobija se ocene koje se mogu smatrati nadefikasnijim izmedju. svih alternativnili linearnih nepris«= trasnih metoda ocenjivanjao Najef ikasniji način koriščenoa svih informacija je svakako za preporuku, možda treba jedino naglasiti da u ovakvom nacinu ocenjivanja sve godišnje vred-nosti figuriraju kao jednako važne, tako da se problem agre-giranja u vremenu ovde ne postavlja (osim^ naravno^ za osnov-ne podatke)o U empiriČkom delu ce se pokazati koliki su efek-ti razlicitih metoda izračunavanja intervalnog proizvodnog koeficijenta a posmatranim slacajevimae Jedan veoma važan aspekt istraživanja je i testira-nje linearnosti proizvodne funkcije, koja je inače prosto 3E Vidi npr« Jo Johnston /89 str. 19 i 2o/« pretposta-rljena pretpostavkama o konstantnosti inter?alnog proizvodaog koeficijenta 9 a ne i proTerena« U našem kon-kretnom slucaju Barbin<-WatsonoY test signifikantnosti autoko-relaeige odstupanja ©mpirickib, vrednosti od regresije a vre- clge, Ma taj nacia, s@ ispitnje da li pretpostavljena line-arnost stvarno postojij odnosno9 uocavaga se prelomi a ten-dencioama onatar perioda i tak© otklanjaja greške koje moga nastati zbog pomenatog načina odredjiTanja proseka za dati vremenski period«, Smatramo da s® j@dto© pomocu svestranog ispitiTanja pojedinili JsBrakteristi^ moše doneti neki sud o apotrebljivosti i pouzdanosti indikatora i metoda empirič-ke krantitatlvne analise« Stabllnost pojedinili relacija je 3©daa od najražnigih aspekata ©Y©g problemap ali se može re-6i da metodološki obicno nije adekvatno tretiran u. empirifi-kim istraživanjima« Što sa ti5e ocena prpseenog proizvodn,og koeficijenta na osnovu. proizTodne f«onkoi389 metoda se razlikaje od aobi-čajenog prilagodjaTanja emplrickili vrednosti oednacini tren« da (P (t) ss f(t))» Naime, ematra a® da je vreme suviše uop« štena eksplikativna varijabla i da j© poželjno da se proseč« ni proi2žTodni koef icijent izrasi kao f onkcioa nekih veiicina koje bi imale odredjenije macenje u kontekstu celog proble-ma. Ovde ge prosečni proizvodni koeficljent dat jednacinom m, Za slucai liKvesticionili modela A P(t) ~ aU(t), integraci-jom/d P(t) =/ a dK(t) dobijamo P(t) = a K(t) + oi. Za dobigam,© P(t) s a K(t) - a K(o) ^ Pt@)9 odnosno P(t) -s a K(t) + ©2» S^© konstanta ©2 = ^Co) - a K(o) zavisi od početnlla Trednosti PiL *m Za detalj® Tidi /19/9 a pogoto^o /16, str# 51ct53/» 92. P(t) « a + b 9 ocenjena vrednost prosecnog koef icijenta za~ visi od parametara proizvodne funkcije i od godišnje vred~ nosti fiksnih fondova<> Vreme t se ne pojavljuje kao ekspli-citna varijabla nego ta alogu preazima vremenska serija vred~ nosti fiksnih fondova K(t)e Yrednostl se odnose na pojedine godine prema tome iz koje godine je odgovaraoudi K(t)«, Dra-gim re5ima9 nezavisna varijabla nije vlše raTOomerno raspo-redjena kao što je to bio slučao sa rednim brojevima godiš« njlh perioda nego prati empiricka dinamika fiksnih fondova« Ako se stane na stanovište da je osnovna zavisnost data pro« izvodnom funkcijomj onda je takav raspored očito relevantni-ji i realističnijie Fiksni f ondoTi su, varijabla koja praktično redovno raste^ čak i a krizama nova Trednost fiksnih f ondova opada samo u nezaatnom broja slačaoeTa«, Dakle9 kako prakticno va» ži za svako t da je K(t) > K(t-l), onda se az date parametre proizvodne funkcije pojavljaja tri tipa trenda proseSnih pro-izvodnih koeficijenatas njegova vrednost je konstantna ili monotono opada ili monotono raste u vremeniu Ako jednacina prose6nog proizvodnog koeficioenta P(t) = a + b_ posmatra™ mo9 \i vezi sa tim pretpostavkama9 za trenatak v u odnosu na vreme t dobijemo sledeča tri osnovna tipa trenda (oblik krive za dati a i b zavisi od dinamike fiksnih. fondova); b-0 b<0 Parametri proizvodne funkcije i trem ptosečnog piroi2;YodEog koeficiienta Ako je npr« intervalni proizvodni koeficijent dosta veci od prose6nog9 onda zavisi, ceteris paribas, od stope rasta fiksnih fondova kako brzo 6e se povecavati prosecni koefi-cijent iz godin© a godina«, 93. Za datu, serija vrednosti fiksnih, fondova i interval-ni proizvodni koefIcijent osnovnu tendenciju. trenda proseč-nog proizvodnog koeficljenta odredjaju predznak i veličina parametra b« Stoga se ovde9 omesto prilagodjavanja nekog a prlori odabranog oblika trenda empirickim vrednostima pro-sečnog koeficioenta i testiranja signifikantnosti parametra az t, avodi slededa radna hipotezas ako je vrednost paramet-ra b (slobodnog člana) a proizTodnoj funkcioi znaSajno razli* čita od 0, smatrace se da je onda i trend prosecnih koefici« jenata značaoanc Ovi 6e se zakloačci aporediti sa rezaltati-ma testiranja signifikantnosti trenda empiričkih vrednosti prosecnog proizvodnog koefici^enta pomoča jednog neparame-tarskog testa,* pa 6e se onda Tideti da li se ova hipoteza može smatrati opravdanom Ili ne» Elasticitet proizvodn."ie i proizvodnog koefici-.jenta o. odnosu. na f iksne f ondove, Pomodu. intervalnog i prose^nog proizvodnog koef ici-jenta može se izraziti i elasticitet proizvodrge a odnosa na fiksne fondove§ Tjp^ » .^, • A ss «M» s iatenralni^ pp^ižfpdni^kpefici.jent a ? proie^ai proizvodni koeficijent p ELaitieitet ^ s 1, ako je iater*alni koeficijent jednak proaegnoia t^ > lp ako je intervalm koefieijent re6± od proseSnog rjpg ^ 1, ako je intemralm koeficijent manji od prosednog Pošto se može elastičnost ripg. napisati i kao « - _aK !¦ !PK "" aK + b « Vidi zaključke a empiričkom dela« 94, Tidimo da »lugajtt tu. = 1 k@re»pondira h s 0, tu > 1 k«reip«ndira b <09 < 1 k*re»p«ndira b >0j, ukoliko su K ± a pozitivni, što $e redovno slačaj«, Kako su. a i b konstante za datu proizvodnu funkciju onda za sve re= levantne taške na njog* važi jedan te isti od gornje tri grupe elasticitetao Ako želimo ispitati tendenciju promena ^PK ka<3-a L raste9 izvod a opštem slučaja iznosi ^L fn \ - (aK •*- b) a - aK° a _ ab Pf ^ PK; " CaK + b)2 CaK + b) pošto je imenilac u. svakom slučadu pozitivan predznak izvo-da zavisi od predznaka produkta abo Ako je a pozitivno, predznak zavisi od predznaka bo U tom slucaju je j^ ^pk^ jednak 0 za b = 0s pozitivan za pozitivno b i negativan za negativno b« Drugim rečimaj, sa rastacim K elasticiteti ^p^ veči od 1 opadaju9 dok elasticiteti manji od 1 rasta§ a oba slaSaja kada K -* ©o vrednost ^p^"* 1» što je samo jedan dodat-ni izraz činjenice da se vrednosti prosecnog proizvodnog ko-eficijenta asimptotski približavaju vrednosti iatervalnog koef icioenta kada K ** «> o Ubrzavanje odnosno asporavanje te tendencioe može se ispitati pomocu drugog izvoda d^ ™ s -2a2b (aK -»• b) . I predznak dragog izvoda zavisi od vrednosti i predznaka pa-rametra b za a > Oo Ako je b> 09 onda je drugi izvod elasti« citeta negativane Ako je b^ Q9 onda je dragi izvod elastici-teta pozitivan ako je K> - ^-s dok je za interval 0< K< - ¦§> negativano Tako u slucaou b< 0 elasticitet r\-^ ubrzano opada ac U kvatoanta gde su. P i K pozitiTOi9 koji je jedino rele« vantan sa ekonomskog stanovišta« «3E Postoje još dva relevantna sla(Saja$ mada veoma retka, kooa pripadaju grupi tjpk < l0 Prvi9 ako je a = 09 onda jeP^bgTrjpg^Oi ne menja se sa porastom K« Drugi, ako je a< 09 b>09 onda za 0< K<» ^p^ 0 i opada* 95« (za rel«vantno područ^e) dok za b > 0 on usporeno raste sa po-ve6anoem K« Ako se elasticitetfj p~ izrazi pomocu relativnog porasta P i K dP AP rp PK ~ SE ~ *Z "* rK onda to znači da je ZQ slučaj b < 0 rp vede od rK, da n;ji«= hov količnik opada i to ubrzanos za b> 0 rp se odozdo pri«= bližava rKJ> njihov r@lativni odnos asporeno raste* Odnos intervalnog i prosečnog proizvodnog koeficijenta jednak je odnosa relativnog porasta proizvoda i relativnog porasta fiksnih. fondovas AP P _ AP AK a 8 p = Tp Odnosno9 za a > 0 1 rastače K razl a > P - rP > rK a < P * P •* rP rP = rK < rK fiksniB Pošto je proizvod definisan kao funkcioa/fondova P = f(K), a prosecni proizvodni koeficioent p = w je pro-s©5na vrednost te funkcije u odredjeno,i tački9 elasticitet prosečnog proizvodnog koeficidentat^-p u. toj taSci može se izraziti preko odnosa intervalnog i II* piusečnog proizvodnog koeficijenta (tjo elasticiteta ^pg) kao tako dobijemo da je za tj pK = 1 ^_g = 0 11 PK * X * pK ^ ° ^PK^ X ^pK^ Oo Pošto je za predznak elasticiteta tj K (za P9K > 0) odluSuju-' 6i predznak izvoda d(?)t tt Pzvo^ slBčada prosečni proizvodni ac Elasticitet kolicnika jednak je razlici izmedju elastici« teta broioca i elasticiteta imenioca9 a ovaj goslednji je jednak jedinici jer je u ovom specifičnom slacaju to elas= ticitet po samom argumentu. 96o koeficijent ostaje konstantan9 u, drugom raste a u tredem opada kada fiksni fondovi rastiij, što praktično znaci da se tako menja u vremenue Odnosnoj, prevedeno na prosečna stopu rasta prosečnog proizvodnog koeficijenta, r je respektivno9 0 pozitivna i negatiraa<> Gornja veza se može iskoristiti da se na pogodan naSin izracunaju. tendencije promene elasticiteta prosecnog proizvodnog koeficijenta u. odnosa na Ko Sledi d /„ n d ^ _ *\ da je izvod elastioiteta prosečnog proizvodnog koeficioenta po K jednak izvoda elasticiteta proizvoda po Ko Ovo isto va-ži i za izvode drugog redas kogi su cnrde još interesantni9 Dakle, oblik funkcija po K je isti za oba elasticiteta8 oedi« no se apsolutne vrednosti elasticlteta razlikaju. zbog tran-slacije za oediniciio Sa porastom K za slucao b < 0 stopa rasta prosečnog proizvodnog koeficioenta je poziti-roag dok relativno na stopu rasta K ubrzano opada© Za b>0 stopa ras-ta proseČnog proizvodnog koeficijenta je rLegativna^ relativ« no na pozitivna stopu rasta K ona asporeno rasteo U oba slu-5aja asimptotska vrednost ^ ^ jeste O^ tjo slucaj konstan« tnog prosečnog proizvodnog koeficioentap Što znaci da je tada on jednak iD.tervalnom koeficidentiu Svi ovi zakljačci sistematizirani su, u sledečoo shemlo Shema nekih relacija koje važe za proizvodnu funkcioa P ~ aK + b za slučaj P9 K9 a > 0 ^^ ^ aT^W «*"W V P rpirK aip ..............."...... -l..............¦.........¦ ¦¦;.#' i ' ¦ ii ........M 1» 0 1 0 0 0 2»<0 >1 <0 >0 >0 3»>0 <1 >0 <0 < 0 0 VPK a s p >0 rP>rK a > p <0 rp brato investicije se mogu. smatrati boljom aproksimacijoin novih investicija nego što su to neto investicioe© U ranim fazama privrednog razvoja i \x periodima brzog porasta fiksnih fondova zamena o0 relativno mala pa se bruto investicije moga smatrati čak veoma dobrom aproksimacijom novih. investicijao Ova indirektna metoda omogucava da se istraži-vanja intervalnog proizvodnog koeficijenta prema ovde upotreb-Ijenoo metodologioi tako prošire na niz drugih zemalja kao i na agregate nižeg stepena npr« grana ili grupacije (za koje nemamo adekvatnih ocena nove vrednosti fiksnih. fondova)j, ako se pomenuta aproksimacija može smatrati zadovoloavajučom u. konkretnim slučajevimao Naravnoj, intervalni proizvodni koe« ficijonti 6e biti potcenjeni u odnosu na one na bazi nove vrednosti fiksnih fondova, ali i ispitivanje tih odnosa az potrebnu opreznost a interpretaciji može predstavljati jedno interesantno podracje a empirioskim istraživanjima« Na kraja^ moglo bi se dodati da je ova metodo-loška diskusija a mnogo čemu. relevantna i za neka druga for-malno slična podrucja ©mpirioskih istraživanjaj kao što je npr« produktivnost rada9 az modifikacioe koje zahteva pri-roda problemao Gitirana literatara /1/ Bičanid^ "Kapitalni koeficijent9 tehnički napredak i , teorija praga ekonomskog razvoja'% Ekonomski preg-led 3/1961 /2/ Blagojevičg "Makro aspekti odnosa psnoTiaih sredstava i' proizvodnje a jagoslavenskoj proizvodnji" 9 Ekonom°° skl presled, 9/1963 104. /3/ So Blagojevič9 Straktarni odnosi jagoslovenske privrede,, SZPPg Beograd9 1963« /V EoDo Domar9 "The Oapital-Output Ratio ixi the United Statesš Its Variation and StabilityMf in Lutzf Hague9 ed« The Theo%y of Capital^ MaeMillan9 Londons 196jT~~ /5/ Ao GanZj, ffProblems and Uses of National Wealth Estima« tes in Latin America'% in fk6 Meai National Wealthfl Income 8& w@altii series Vlilj, Bowes & BoweSg London9 1959* /6/ Ro^« Goldsmith^ "The Growt]a of R@producible Wealth of the United States of America from 18o5 to 195o*% Income & Wealth of the United States,, Jfeg^g^^^I^^ElSgo.g "lncome""& Wealth Series lij) Bo^esTETBoSSITT/ambridge 9 1952« /7/ Bo Horvatg "Model privrednog razvoja Jugoslavije a pe-riodu, 1958=198of% u Bo Horratj, De Nikoli6? Po Sicherlj, Elementi metodolo^ije planiranBia du^orocnogg prlvredn^lcagyo,j,a9 S-badije 1$9 Savežni zavod za privredno ptaniranje^ Beograd^ 1964O /8/ Je Johnston9 Econometric Methodsft McGraw-Hill9 N©w York? 1963 e /9/ LoRo Klein9 An Introdaction to EconomatrlcSg Prentice« HalX^~^^lewood Cliffs? 1^6Ž0 /lo/ LoRo Klein^, ROP© Kosobad8 "Sorne Econometrics of Growtlig Great Ratlos of Econometrics*% Quarterly Joar^ nal of EconomicSo Yol0 IjXXV9 May9 19^1« /11/ So KuznetSj, "Lo.ng=»Tem Changes in the National Income of the United States of America since 187o*% Income &_WQaj.th of the United States^ Trends and Stroč^are^T^^31001116 & Wealth Series II Bowes & Bowes9 Cambridge9 1952© /12/ So Kaznets? "Qaantitative Aspects of the Economic Growth of Nations9 Ve Gapital Formation Proportions§ International Comparisons for Recent Tearsr% Economic Develppment and Caltaral Chap^e^ Jaly9" 19^0o ' ' .......... '""~ /13/ So Kaznets9 "QaantitatlYe Aspects of tlie Economic Gro« wth of Nationss VI« Long-Term Trends in Capi« tal Formation Proportions", Economic Develop-ment_and Caltural G3aan^e0Jaly 1961C /14-/ Latzj Hagae^ edo j^e_Theojgg_of_OaEatal9 MacMillanj Lon» don 1963• 105, /15/ So Popovičj "Metodi izbora investicionih ulaganoa i merenje njihovih efekata'% Ekonomist» 2/1961« /16/ S.Jo Prais9 H,SO Houthakker, The Analysis of Family Badgetsq Cambridge University Press, Gambridge 1955o /17/ Some Factors in Economic G-rowt3i in Europe during the lg5Qs (Economic Sorvey of Earope in 1961« Part 2)9 United Nations^ Geneva^ 1964O /18/ Do Stojanovič9 "Model sa prosečnim kapitalnim koefici-jentom", Ekonomistp 2/196o# /19/ Hc Theil, AeL«, Nagar, "Testing tiie Independence of Regression Distorbancesr% Joarnal of the Ame« rican Statistical Associationo December, 1961« /2o/ J0E0 La Toarette9 "Potential Oatpat and the Capital -Output Ratio in the United States Private Bu-siness Sector, 19o9-1959"s KTklos. Vol« XVIII, 2/1965o /21/ Ivo Vinskij, Proctjena rasta fikanili f ondova Ju^oslavi.je od 1946« do 1960« Ekonomski institut KRH, Zagrebj, 1962. /22/ Do Vojnid9 "Neki aspekti problema demografskih investi-cijatfj, a Izbor radova I 1952°»1962« Ekonomski institut Zagreb, Zagreb, 1963« 106«, Glava V EMPIRIČKA ANALIZA PROIZVODNIH KOEFIOIJBNiTJl Z A JUGOSLAVIJU A. PROIZVODNI KOEFICIJENTI U PERIODU 1952-1962. I DISKUSIJA PRIMENJENIH METODA KVANTITATIVEE ANALIZE Period od 1952. do 1962. koji je empirieki ob-radjen u ovom poglavlju najrelevantniji je što se tiče aktu-elnosti zakljuSaka - kvantitativnih ocena parametara i odnosao Stoga 6e on biti obradjen detaljnije nego dugoroč-na analiza za Jugoslaviou, odnosno analiza razvoja u osta-lim zemljama« Empirička analiza u ovom obliku od nedavna je moguča i za sve naše repablike, kao i za privredne ob-lasti. Naime, u 1963» godini SZS je, u okviru statiptičko-dokumentacione osnove sedmogodišnjeg plana SFRJ, pripremio i vremenske serij© draštvenog proizvoda i nacionalnog do-hotka u stalnim cenama od 1952» godine za socijalističke re-publike /3/, koje se od 1964« godine publikcgu u SGJ* Godi-nu dana kasnije I# Vinski je dao ocene nove i neto vrednos-ti fiksnih fondova u stalnim cenama p© repablikama za peri-od 1946-1960 /22/. Tako smo skoro istovremeno dobili serije u stalnim cenama za oba potrebna agregata, razradjene po republikama i privrednim oblastima« Ovaj značajan korak u popunjavanou statističke baze kvantitativne ekonomske ana-lize ne samo da omogucava da se odgovarajuca analiza izvr-ši i za svaku republiku posebno, što je več samo po sebi veoma značajno sa repabličkog aspekta, nego pruža pored to-ga i mogucnost da se izvrši komparativna analiza istraživa-nih karakteristika pod mnogo povoljnijim aslovima, kao što je to slučaj a medjunarodnim komparacijama« Ovaj cilj dik-tirao je i raspored pojedinili odeljenja u ovoj glavi: naj-pre se Jugoslavija i svili šest republika* analiziraja svaka ac Empiricka analiza za repablike je data u prilogu. 107. za sebe, a na kraju se vrši regionalna ai&iza istih karak— teristika pre nego što se pristupj analizi dugoročnlb. ten-dencija Pogotpvu numeriek±? zbog niza falrtora koji pred— stavljaju ozbiljne poteško6e u medjuaaarodnim komparaci^a« ma, a koji sa isti ili se bap mogu kontrolisati unutar jed-ne zemloej ovakv°a aiializa se u pogledu iiepo^edne primenlji— vosti rezultata kao i n^iliove interpretacije pofezuge kao važnija i svrsishodniga nego što su med^imarodna uporedoi— vanja« G-ore ponBnutl izTori osnavnih podataka pred— stavljaju bazu na osnoTii koje su izraSunate osnovne veli— čine odnosno serige draštTencg proizvoda i fiksnih fondova sa kojima se kasnigje ulazi u amlizu» Ovo prethodno siste— matiziranje podataka bilo je potrebno zbog toga što se obe serije ne podudaraju u klasifikaciji kao i u izbora bazne godine za seri^e u stalnlm cenaina« Na^pre ^e serija društve^. nog proizvoda u stalnim cenama 1960«, godine prevedena na nivo stalnih cena 1956» god Ine * koja je bazna godina se-ri^e fiksnih fondova po stalnim cenamae S obzirom na činje-nicu da je 1» Vinski dezagregirao proizvodni deo privrede samo na šest sektora, a u SCJJ se daje draštveni proizvod za osam privrednih oblasti, trebalo je voditi računa o to-me da su po&ci o fiksnim fondovima i društvenom proizvodu konzistentno agregiranio U ovom delu rada privreda je dez-agregirana na šest odnosno na 5etiri sektora : 1« in~ dustrija (irsdustrija i rudarstvo), 2« poljoprivreda (poljo-privreda i ribarstvo), 3« saobračaj (saobra6aj i veze)? 4«> gradoevinarstvo? 5« zanatstvo (zarjatstvo i kučna radinost); 6# ostalo (trgovina i ugostiteljstvo# šumarstvo)© Alterna- m Detalje o načinu preračunavanja vidi u prilogu. X3E Brema klasifikaci^i SZS0 3EE3E Prvo stoji nazi,Y sektora kcqi cem® ovde ^-Dotreblja- vati, a u zagradi se uavodi šta on obtthvata© 108. tivno, poslednja tri sektora se agregiraju u sektor ostalo* (gradjevinarstvo, zanatstvo i kucna radinost, trgovina i ugostiteljstvo, šumarstvo). Razlozi za ovu alternativu biče obrazloženi kasnije u. analizi« Isto tako vrši se analiza na dva razlicita naeina definisanog globala«, Privreda predstavlja zbir obe katego-rije ovili šest proizvodnih sektora, dok se "ukupno" razliku-je od nje utoliko što su u. fiksnim fondovima uključeni i ne-proizvodni fiksni fondovio Dakle, na nivou globala jedan te isti društveni proizvod u prvom slučaju se stavlja u. odnos sa agregatom fiksnih. fondova a proizvodnom dela privrede, dok se u drugom slačaja on posmatra a vezi sa agregatom fik-snih. fondova u proizvodnom i nepioizvodnom delu. privrede, odnosno sa ukapnim nacionalnim bogatstvom (ako ga d^finiše-mo po ovoj, za nacionalno bogatstvo inače uskoj koncepciji)* Ovaj širi agregat je potreban i za to da bi se mogla vršiti uporedjenja globalnih koeficijenata i sa onim zemljama za kcge se ne moga dobiti podaci koji bi bili u pogledu. obuh-vata aporedivi sa našom klasif ikacijGm delatnosti«, Na taj način se postiže bolja uporedivost, jer je ukljacivanje fik-snih fondova neproizvodnih delatnosti daleko presudnije za komparabilnost veličine i ponašanoa proizvodnih koeficije-nata negp što je neakljucivanoe proizvoda onili neproizvod-nih delatnosti za koj^ se u tim zemljama on kompilira a kod nas ne,, Uzimanje \i obzir neproizvodnih f iksnih fondova od-nosno investicija važno je za analizu i planiranje tako da je korisno istraživati paralelno obe relacije. Sledeci deo, koji se odnosi na Jugoslavija u celini, treba istovremeno da posluži za izlaganje metodološ-kog pristupa kao i statisti6kih i ekonometrijskih. metoda kooima cemo se služiti u empiričkoj analizi u ovom radu«, Mada 6e to u ovom delu. izazvati brojne digresije, ipak je asvojen princip da je naobolje da se izlaganje tih metoda K U jednom ranijem rada /16/ ove dve alternativne defini-cije globala poslužile sa za konstraisanje dva globalna proizvodno kapitalna modela Jugoslavije. 109. prezentira po mogucnosti na jednom mestu, odnosno da se na jednom primera pokaže relevantnost tih metoda za anali-zu pojedinih problema kao i analitička aparatura u celini«, Ovo važi i za pristup dodatnoj problematici koja ce se javljati u. toku. rada. ANALIZA T^MPIHIČKIH PROSEČNIH PROIZVODNIH KOEFICIJENATA FIKSNIH FONDOVA Pre nego što pristupimo analizi pron ~Todnili koeficijenata na osnovu. simplificirane proizvodne funkcije, izvršicemo analizu empiričkih vrednosti prosečnih proiz-vodnih koeficijenata« Dva momenta govore u prilog ovog pristapa. Prvo, zakljačci donesenina osnova polaznih, ne-obradjenih empiričkih vrednosti osnova su za proveravarge zaključaka koji proizilaze iz teoretskog modela kvantifi-ciranog pomoču tih istih podataka, a pre svega relevantno-sti pretpostavki jednog takvog modelao I obrnato, ovi se zakljačci proveravaja i sistematiziraja pomoca ovih modela da bi se što više eliminisao uticaj slačajnih. faktora koji oni sadrže. Drugo, neke testove ima smisla vršiti samo na osnova polaznih, neprilagodjavanili empirickiii vrednosti, a rgihovi rezultati moga se koristiti vec kod izbora pret-postavki za teoretski model« Tabela 1 prezentira vremensku seriju proseč-. nih proizvodnih koeficijenata za ranije definisane agrega-te, koji su izraČunati iz osnovniti podataka za draštveni proizvod i fiksne fondove.* Osnovno što treba ispitati je varijabilnost tih koeficijenata a vremena i medju sek-torima. 3c Ukoliko nije posebno naglašeno da to nije tako, vrednosti su u milijardama dinara, cene 1956»godine Tabela i ProseSni proizvodni koefioijenti fiksnih fondova za Jugoslavi;ju (ukupno i po privrednim cfblastima) Ukupno *rivre- Indus- Poljjo- Saobračaj Ostalo+ Graaje- Zanat- Ostalo | * da tri^a privr« ° vmars« stvo j 1952. 0jl277 0,2282 0,3544 0,2609 0,0360 0,6469 1,2973 0,5670 0,5067 J 1953. 0,1461 0,2569 0,?T?3 0,3726 0,0391 0,6742 1,40?« 0,6150 0,4964^ 1954« 0,1462 0,2537 0,3410 0,3175 0,0416 0,7226 1,4423 0,7043 0,5177 1955• 0,1608 0,2762 0,3525 0,3827 0,0481 0,7170 1,2750 0,7129 0,5522 1956. 0,1494 0,2537 0,3518 0,3023 0,0481 0,6452 0,9832 0,7018 0,5239 1957. 0,1768 0,2973 0,3848 0,4231 0,0535 0,6897 1,1049 0,7193 0,5640 1958. 0,1746 0,2917 0,4047 0,3584 0,0567 0,6837 1,0477 0,7264 0,5663 1959. 0,1948 0,3240 0,4279 0,4472 0,0614 0,7149 1,449 0,7166 0,5939 1960. 0,1980 0,3268 0,4600 0,3723 0,0703 0,7486 1,2833 0,7081 0,6173 1961. 0,1976 0,3239 0,4491 0,3457 0,0702 0,7792 1,4986 0,7111 0,6083 1962. 0,1957 0,3201 0,4444 0,3316 0,0714 0,7499 1,4674 0,6568 0,5865 111, 1. Dinamika prosečnog proizvodnog koefici.jenta Što se tiče pitanja stabilnosti koef icijenta u vremena, a literaturi se sreča dva pristapa: izračunavarge prosecne vrednosti za ceo period zanemarujuci problem di-. namike koeficijenta unutar perioda i izračunavanje logari-tamskih ili linearnih trendova prosecnog kapitalnog koefi-cijenta, gda se uzima u obzir karakteristika dinamike za ceo period testiranjem signifikantnosti parametra uz t. Ovde nečemo izračunavati trend prosečnog proizvodnog koe-ficijenta posebno, jer se dinamika prosecnog koeficijenta ocenjaje pomoča proizvodne funkcije simaltano sa ocenji-vanjem intervalnog proizvodnog koeficijentao Kako numerička ocena dinamike nije potrebna za ovu svrliu, apotrebicemo neparametarski test da bismo dobili precizni odgovor na pitanje da li postoji neki izraziti trend prosecnog proizvodnog koeficijenta u globala i sek-torima u posmatranom perioda«, Upotrebnom neparametarskog testa želeli smo da izbegnemo poteškoče koje proizilaze iz potrebe da se ispita da li su specificne pretpostavke pod kcgima neki parametarski test važi ispunjene u posnB tranom slucatiu. Tako nismo više vezani na neku. odredjena pretpo-stavka • oblika trenda, pa zakl^u.čci o signifikantnosti trenda v&že i z» ^^^tije slucajeve0 Sa drage strane, slabije pretpostavke neparametarskog testa znače da je on slabiji diskriminator što se tiče odbacivanja nulte hipoteze u od-nosa na odgovarajuci parametarski test u specifičnom slača-ja kada sa pretpostavke za ovaj poslednji ispanjene. Ovde se smatralo da bi bilo veoma teško koncep-cijski opravdati pretpostavku o nekom specifičnom. obliku trenda prosečnih proizvodnih koeficijenata, pogotova kada se taj odnos ne smatra osnovnom relacioom u ovom istraži-vanju« Izgleda da prednosti neparametarskog testa dola ze u. vezi sa ovim problemom do svog izražaja i da se može smatra-ti pogodnioim nego što je to pomenuti primenjeni parametar-ski test. 112. Medju. neparametarske testove kcgi se smatraju najosetljivijim u odnosu na trend J.Walsch /^4, str. 78/ ubraja i Kendallov test korelacije rangovao Naime, u. vre- menu uredjeni niz emp" ^ičkih vrednosti može se testirati u pogladu trenda na te j nač ja što se posma4' ^orelacija iz-medja r< Tabela2 medju rangova empiričkih vrednosti i vr menskog redosledao Vrednosti S za Jugoslaviju za period 1952^1962 Ukupno 45tt Privreda 35 Indasstrija 39++ Poljoprivreda ^^-++ Saobracaj 55. Ostalo 29+ Gradjevinarstvo 7 Zanatstvo 15. . Ostalo 43++ + Trend značajan na nivou 5% ++ Trend značajan na nivou 1% Kao što se vidi, trend prosešnog proizvodnog ko~ eficij0*"^ je signifikantan u globala i svim sektorima osim poljoprivrede, gradjevinarstva i zanatstva«, Velicina porasta prosečnih proizvodnih koeficijenata, izračunata na osnovu. prve i poslednje godine, data je u sledecoj tabeli: * Asimptotska efikasnost testa Kendallovog koeficijenta korelacije rangova iznosi 0,98 u. odnosa na speclfičnu sitaaciju kada trend zadovoljava pretpostavke normalne regresije (vidi J»Walsh/24 * str»79/)» 113 Tabela 3 Dinamika prosecnog proizvodnog koeficijenta na bazi empiričkih. vrednosti za 1952«, i 1962ogodinu Ju.gosiav1.3a P Indeks K 1962/1952 P Prosečna stopa rasta p za peri od 1952-62 u % Ukupno Privreda 233 233 152 166 153 14o 3,4 Industrija Poljoprivreda Saobracaj Ostalo 297 183 269 196 237 144 136 169 125 127 198 116 2,2 2,4 7,1 • 1.5 Gradjevinarstvo Zanatstvo Ostalo 2o4 16? 2o5 18o 144 177 113 115 116 1.2 1,4 1.5 Kada se posmatra na osnovu prosečne dinamike redosled sektora u pogledu promene prosečnog proizvodnog koefieijenta razlikuje se od redosleda koji proizilazi iz intenziteta korelacije rangova« Prosečna stc^^ rasta za-visi i suviše od slucajnog rasporeda prve i poslednje go-dine u odnosa na ostale, pa poljoprivreda iskazaje jaci porast proizvodnog koeficijenta nego indastrija i sektor ostalo, dok je u. stvari trend prosecnog proizvodnog koe-ficijenta za ova dva sektora signifikantan, to nije slu-caj kod poljoprivrede« Zbog toga cemo ocena intenziteta dinamike prosecnog proizvodnog koeficijenta donositi na osnovu teoretskih vrednosti tog koeficijenta iz proizvod-ne funkcije, dok cemo diuamika na osnova empiričkih. vred-nosti za prvu i poslednju godinu perioda, koja se obicno upotrebljava, smatrati samo kao prvu aproksimaciju sa do-sta malim stepenom pouzdanosti. 114. 2« Straktorne karakteristike Kao što smo videli,globalni prosečni proizvodni koeficijent može se izraziti i kao ponderisana suma sek-torskih proizvodnih koeficijenata, Uticaj sektorske aloka-cije fiksnih fondova na veličinu globalnog koeficijenta zavisi pre svega od toga da li se sektorski proizvodni koeficijenti medjjusobno dosta razlikuju« Poznato je da se granski proizvodni koeficijenti mogu veoma mnogo razliko-vati, pominje se i odnos 1 : 100 izmedju najmanjeg i na;j~ večeg, pre svega zbog razlika u tehnologiji i veka traja-nja fiksnih fondova« Zbog nedostatka relevantnih podataka za grane, ovrip 6e struktarna analiza biti ograničena na privredne tblasti, i to uglavnom na cetiri glavna sektora, kako bi se barem donekle obezbedila uporedivost važnosti strukturne komponente sa ostalim zeialjama* Posmatrajuci tabela X vidimo da se vrednosti p za pojedine privredne oblasti dosta razlikuju, variraja-ci izmedja najviših u. gradjevinarstvu i najnižih u. saobra-caju, Ove je razlike interasantno posmatrati i kao relativ-ne razlike medja pojedinim sektorima koje odražavaju sek-torski relativni* prosečni proizvodni koeficijenti defini-sani kao odnos sektorskih i globalnog proizvodnog koefici-jenta, prikazani a tabeli 4 . Jedino u saobracaju je relativni koeficigent manji od jedinice, u indastriji i poljoprivredi on se na-lazi izmedja 1 i 1,5? dok u sektoru ostalo azima vredno-sti vede od 2a Relativne raslike sa velike čak za ovako vi-sok nivo agregacije« Tako je vrednost za saobračaj i u naj-povoljnijem slačaja (196o* godina) više nego deset puta ni- Ovaj termin apotrobljava S. Kaznets A3 , str»35o i 356/ za sluičaj kada je kapitalni koeficijent za sektor izra-čunat kao kolix^ik učešca kapitala tog sektora u. akapnom kapitala i ačešca proizvoda tog sektora u. ukupnom proiz-vodu; mada on upotrebljava tako uefinisani koeficijent u. druge svrhe«Kako analogna koncepcija primsnjaje i na intGr^valni kapitalni koeficijent, dolazi do nezgodnog rezultata za poljoprivredu, gde taj koeficijenat izno-si oo . Tabela 4 Rela-tivni prosečni proizvodni koeficijent za Jugoslaviju *L*- SSSr 3L&gl *zf- os*alo+ vl^r z»»»^° os^° 1952* 1,00 1,55 1953. 1,00 1,31 1954. 1,00 1,34 1955. 1,00 1,28 1956. 1,00 1,39 1957. 1,00 1,29 1958. 1,00 1,39 1959* 1,00 1,32 1960. 1,00 1,41 1961. 1,00 1,39 1962. 1,00 1,39 1,14 0,16 2,83 5,68 2,48 2,22 1,45 0,15 2,62 5,46 2,39 1,93 1,25 0,16 2,85 5,68 2,78 2,04 1,39 0,17 2,60 4,62 2,58 2,00 1,19 0,19 2,54 3,88 2,77 2,07 1,42 0,18 2,32 3,72 2,42 1,90 1,23 0,19 2,34 3,59 2,49 1,94 1,38 0,19 2,21 3,53 2,21 1,83 1,14 0,22 2,29 3,93 2,17 1,89 1,07 0,22 2,41 4,63 2,20 1,88 1,04 0,22 2,34 4,58 2,05 1,83 VJI « 116 • ža od vrednosti za sektor ostalo . Ako azmemo a cbzir sve privredne oblasti, vrednost za gradjevinarstvo je bila u 1952<> godini cak 35 puta veca nego u saobračaju, što je naj-veci raspon u celom po-rioda« Dakle, ocito je da se sektorski proizvodni koe-ficijenti razlikuju a tolikoj meri da je sektorska struk-tura privrede jedna od najvažniaih determinanti veličine i dinamike gj.obalnog proizvodnog koeficigenta0 Odnosno, te-hnološke karakteristike pojedinih sektora sa odlacajace za veličina sektorskih proizvodnih koeficijenata. U daljem toka rada, pogotova u. medjunarodnjjn. komparacijama, pokašace-mo da na empiričkom materijalu proverimo hipotezu o prete-žnoj struktarnoj determinisanosti proizvodnih koeficijenatae Ovde se radi o visokom stepenu agregacije.Sek-tori predstavloaju privrednu. oblast, ili čak više njili, ta-ko da oni očito nisa tehnološki iiomogeni; ali sa aprkos to-me specificnosti tehnoloških karakteristika tako agregira-nih sektora još avek toliko naglašene da se sektorske raz-like u proizvodnim koeficiientima fiksnih fondova pokazuju veoma značajnim. Testiranou ove hipoteze možemo pristupiti na dva nacina« Prvo, interebantno je videti dali se ovi sektori \i opštem slačaja, ili dva sektora u. posebnom sla-čaja, značajno razlikuju što se tiče srednje vrednosti pro-secnog proizvodnog koeficijenta za posmatrani period«, Dm-go, isto tako je važno da se pored toga ispita da li se može smatrati da je odredjeno raugiranje sektora u odnosu na velicina prosecnog proizvodnog koeficijenta reprezentativ-no za ceo period, tj# da li je taj odnos ostao isti a svim godinama perioda. Testiranje značajnosti razlika a srednjir vred-nostima prosečnog proizvodnog koeficijenta za pojedine sek-tore u nekom odredjenom periodu moglo bi se vršiti, na pri-mer, pomoča analize varijanse za jednostraka klasifikacioiu Kako zbog velikih razlika u vrednostima proizvodnog koefi-cijenta za pojedine sektore izgleda da pretpostavka otio-mogenosti varijanse, koja je potrebna za odgovarajaci P 117. test, nece biti ispunjena, ovde je primenjen odgovarajuci neparametarski test, koji je poznat kao Kruskal-lallisova analiza varijanse pomocu rangova«, U slučaju samo dva sek-tora analc^ni test jeste Wilcoxonov test suma rangova, koji je inače poznat i pod imenom Mann-Wliitney U test, pa se ov-de upotrebljava kao alternativa za parametarski t test« Pre nego što ove metode primenimo na naše vremen-ske serije potrebno je ukazati na jedan problem koji poka-zuje da se rezultati ovih testova moraju azeti sa izvesnom rezervomo Naime, distribucija za slučaj nulte hipoteze izračunata je na osnovu pretpostavke da su, pojedina posma-tranja medjusobno nezavisna0 Ako to u slacaja vremenske se-rije ponekad nije ispunjeno? onda se ni zakljucci ovili te-stova u tim slučajevima ne mogu smatrati potpuno tacnime Ovaj tip testova potreban nam je samo da bi ispitali hipotezu da su, zbog toga što su proizvodni koe-ficijenti u najvecoj meri determinisani tehnološkim karak-teristikama pojediniYh sektora, razlike a proizvodnim koe-ficijentima izmedja sektora karakteristične, a razlike iz-medja proizvodnih koeficijenata za isti sektor za različi-ta podracja odnosno -^mlje tek drugostepenog karaktera« Zbog toga nam oni služe više za to da sistematiziramo na-čin izvodjenja zakljačaka na osnovu empiričkog materijala, a nikako a smisla nekog apsolatiziranja egzaktnosti mate^ matičko-statističkih metodae Imajaci a vidu. ove napomene, analizirademo razlike a prosecnim proizvodnim koeficijen-tima za sektore: industrija, poljoprivreda, saobračaj i ostalo , Ako pogledamo ovaj konkretan slucaj za Jagosla-viju vidimo da prosecni proizvodni koeficijenti za saobra-caj za svili 11 godina zauzimaju prvih 11 rangova, a za ostalo+ poslednjili 11 (tj. od 3^ =iirrtr *rttr= l *S^ * mr~ =Li V«-Wi(t) gde su w. (t) = g /.\ ponderi, onda se indeks porasta glo-balnog koeficijenta Tnože napisati kao p(t) _ L p w.wt:t) pToT " T p (o)oV. (o) i dekoTnponirati na dva načinas p(t) l P (t) o w. (t; X o ! P L(t) ¦~l" z i PL (t) Z i P L(o) p(t) S P (o) • w.(t) P (t) • w±(t) P(o) i PL (o) i P 124, gde prvi faktor predstavlja indeks struktume componente, a dragi standardizirani indeks porasta proizvodnog koefi-cijenta* Drugim rečima, indeks porasta globalncg koefici-jenta dekomponira se kao: Ip = ^(P) - ^pCL) = Vp ' Tp(P) 100 100 gde indeksi sa subskriptom w(P,L) predstavljaju indekse struktarne komponente, a indeksi sa p(P,L) standardizira-ne indekse proizvodnog koeficijenta, alternativna oznaka P ili L u. zagradi znači Psa^chejev odnosno Laspe/resov tip ponderacije. Ako se globalni koeficijenti, dva stvarna i dva hipotetička agregata, napišu. kao gore, s tim da oznake skratimo na Poo> P-to' ^ot' ^tt ^prvi s^bskript odredjaje na koji period se odnose sektorski proizvodni koeficijen-ti, a dragi na kcgi period se odnose strukturni ponderi agregata), onda dobijamo po dva izraza (ocene) za indeks struktorne komponente i za standardizirani indeks koefi-cijenta: Xw(L) = ^f ' 10° Xw(P) = P~ ' 10° poo Pto SCD = ~ ' X0° XP(P) s ^ ' 10° Kako se kod ove problematike ne mogu izvesti oni zaključci koji važe za relacije izmedju Paa schejevili i Laspeyresovili indeksa u slucaju troškova života ili indeksa proizvodrge, a ovom radu analiza ce se vršiti na osnovu oba nacina dekompozicije. Pre nego što predjemo m empiričku analizu ovih komponenti, potrebno je još jed-nom naglasiti da se ona bazira na dekompoziciji pomocu hipotetičkih agregata, tako da se može smatrati potpuno 125. adekvatna samo u. slučaju. ako su promene a sektorskim koe-ficijentima nezavisne od promena u strukturi. Naime, to je pretpostavka na osnovu koje se računski vrši razgrani-čavanje pcgedinih efekata« U stvari, uloga strukturnih promena a toka privrednog razvotja ima svoje dublje znače-nje od ovog čisto računskog efekta na globalni proizvodni koeficijenato Tabela 5 Strukturna komponenta i standardizirani indeks globalnog proizvodnog koeficijenta na osnovu empiričkih. vrednosti za 1952 i 1962ogod, Jugoslavija Empiričke vrednosti .i Hipotatičke vrednosti Strakturna komponenta Standardizirani indeks h Pot Xw(P) Ip(L) 0,2251 0,3207 142,5 0,2520 0,2891 111,9 110,9 128,4 127,3 *: Na bazi društvenog proizvoda koji je suma sektorskih . vrednosti društvenog proizvoda, da bi bile konzistentne sa gornjom definicijom agregatao Ove vrednosti se nezna-tno razlikuju od inace apotrebloivanili zbog načina de-flacije (vidi prilog) i zaokruživan^a U tabeli 5 date su apsolutne vrednosti liipote-tickih i empiričkih agregata, tako da se analiza može vr-šiti kako na osnova apsolatnih tako i na osnovu relativnih razlika,, Indeks akapnog porasta globalnog proizvodnog koe- 126. ficijenta za posmatrani period 142,5 dekomponiran jena indeks strukturne komponente 111,9 odnosno 110,9 i standar-dizirani indeks koji iznosi 128,4 odnosno 127,3» što daje jednu. predstavu o udelu tih komponenti u. uku.pnom porasta. Teško oe dati preeizniju. ocenu* koliki procenat porasta globalnog koeficijenta treba pripisati pojedinim komponen-tama, pošto su efekti a ovakvoj f omulaciji multiplikativni. Ako pogledamo apsolutne priraštaje, ukupni priraštaj globalnog koeficijenta iznosi p^. - p = 0,0956, dok priraštarj zbog promene straktare iznosi p^. - prt^ = 0,0269, a priraštaj zbog promena sektorskih proizvodnih koeficioenata p.n - prtrt = 0,0640. iko gledamo sve te pri-raštaje relativno na početna vrednost globalnog koeficijenta Poo, onda oni iznose 42,5%, 11,9% i 28,4%, respektivno« Očigledno je da analiza ovih razlika ako se prevedu na re-lativne razlike, odgovara Laspeyresovim indeksima struktar-ne komponente i standardiziranom indeksu0 Efekti nisa ni multiplikativni (izraženi u obliku koeficijenata porasta) niti aditivnio Razvijajaci dalje opšti slacaj, postoji raz-dvajanje gde sa apsolatni efekti aditivnio Naime postoje po dve ocene apsolutniii razlika zbog aticaja straktare i prome-ne sektorskili koeficijenatas 1. konstantna straktara, različiti sektorski koeficijenti 'to poo = 0,0640 ptt - pot = 0,068? 2» konstantni sektorski koeficijenti, razli-čita straktura 'ot poo = 0,0269 ptt - Pt0 = 0,0316 ac U pomenutoj stadiji UN /18 / udeo struktarne komponente se aproksimira kolienikom procentualnog porasta struktur-ne komponente i procentualnog porasta globalnog koefici-jenta riO<9)f što je ocito donja granica odnosno izvesno potcenjiv^nje adela te komponente«, Naime, potpuno rastav-Idanje treba da je 1 + 0,425 = 1 + 0,109 + 0,284 + 0,109 # 0,284 1,425 = 1 + 0,109 + 0,284 + 0,031. Ali tamo poslednji 5lan nije uzet u obzir« Poi?ed toga azet je u obzir samo Paascliejev indeks strukturne komponente« 127. Ocito je da se apsolutni efekti mogu. dosta razlikovati u zavisnosti od primergene ponderacije. U ovom slučaju efekti na bazi ponderacije tekuceg perioda su veci, izmedju. obe krajnje godine poboljšala se kako struktura tako i sektorski koeficijenti, pa je logieno da ce ista promena strukture na višem nivou sektorskih koeficijenata izazvati veci efekat« Isto tako ista dinamika sektorskih koeficijenata 6e dati veči efekat kod povoljnije strukture© Interesantno je da sa takvi efekti aditivni ako se na od-govarajudi način definiše ukupna razlika; x° Ht - Poo = (Ptt - Pot> + Cpot - Poo^ 2« Ht - Poo = (pto - Poo^ + (Ptt - Pto>- Prve dve razlike a sumi predstavljaju aticaj promena sektorskih koeficijenata, dok se druge dve odnose na uticaj strukturnih promenao U konkretnom slačajus 0,0956 = 0,068? + 0,0269 0,0956 = 0,0640 + 0,0316 Dakle, ukupna razlika se može rastaviti na efe-kte ovih komponenti na dva načina, tako da se za efekat je-dne komponente azimaja ponderi baznog a za efekat druge kom-ponente ponderi tekučeg perioda, i obrnuto, Uspostavljena aditivnost nema, nažalost, ne pomaže u tačnijem utvrdjiva-nju relativnog adela svake od ovih komponentio Naime, ako želimo posmatrati te razlike relativno na empiricku vred-nost globalnog koeficidenta Poot dobičemo sledede rezultate (vi%)s 42,5 = 30,6 + .IL^ 42,5 = 28^4 + 14,1 Nepodvučeni sumandi sadrže još uvek kako efekat druge komponente tako i nerazporedjeni deo« Kao jedna od mogučili aproksimacija namede se ideja da se saberu procenti porasta obe komponente (posebno za Laspeyresove i Paascheje-ve indekse) i da ova suma onda predstavlja 100% u odnosu na koju se račona adeo pojedine komponente« Tako bi na struk-turnu komponentu otpalo oko 29%, a na povečanje sektorskih 128 o koeficijenata 71% ukupnog porasta globalnog koeficijentao Ukupan porast globalnog proizvodnog koeficijen-ta izmečgu 1952«. i 1962O godine bio je veoma velik. Kao što smo videli, prosečna stopa rasta iznosi 3»4-%o Kako je trend bio znacajan u tri od četiri sek-tora, moglo se očekivati da ce porast sektorskih proizvod-nih koeficijenata biti glavni izvor porasta globalnog koe-ficijentao Medjutim, na veliku dinamiku globalnog koefici-jenta uticala je i promena strukture proizvodnih fiksnih fondova, koja je isto delovala a pravca pove6anja0 Tako se pre svega snizilo učešce saobračaja za 39»7% na 32,5%, po-ljoprivrede od 27,6% na 24$, dok je učešce indastri^e a proizvodnim fiksnim fondovima poraslo od 24,9% na 35>5%t a acešce sektora ostalo ostalo je praktično nepromenjeno. Ove promene svakako nisu male za ovakav relativno kratak pe-riod, pogotovu kako je do njih došlo u aslovima dosta brzog porasta fiksnih fondova u svim sektorimao Strakturna kompo-nenta iznosi nešto manje od 1/3 ukupnog porasta, odnosno ova promena strukture rezultirala bi u porastu globalnog koeficijenta preko 11% nezavisno od promene sektorskih koe~ ficijenatac To znači da je struktarna komponenta dovodila u. proseku do povecanja globalnog koeficijenta za oko 1% godi-šnje, što ni u kom slučaju nije malo i pitanje je da li se može na ovako brze promene sektorske strukture \i istom prav-cu računati i dalje. I ovo hipotetičko razdvajanje aticaja obe komponente bazira se na empirickim vrednostima za 1952« i 1962o godinu, tako da ce teoretske vrednosti kasnije uneti neke gpomene i kod oviii rezaltata« .uouii Običaj je da se a empiričkim istraživanjima ova problematika analizira tako da se izračunavaju vredno-sti hipotetickih agregata (vidi S« Kaznets /14/) ili da se izraze u obliku indeksa (vidi pomenata pablikacija UN /l8/)e Ovde smo razradili razdvajanje efekata na dva načina preko indeksa, kao i neke relacije koje se pojavljuju. medjudi-ferencama titL agregata. Po dosadašnjim metodama uvek su se izračunavali najpre ranije pomenuti agregati, a zato su po- 129. trebni podaci o apsolutnim vrednostima sektorskih koef ici-jenata i strakturi fiksnih fondova. Za neke zemlje odnosno periode adekvatni podaci ne posto;je9 ali je za izučavanje privrednog razvoja veoma interesantno poznavati efekte stru-kturae komponente9 pogotovu. u vezi sa različitim fazama pri-vrednog razvoja© Zbog toga ce ovde biti prezentiran naSin . izračunavarga sektorske komponente ako su. poznate samo sek-torske strukture proizvoda i f iksnih. f ondova za posmatra&e godine ili periode«, -Ako je pored toga poznat i indeks di- . namike globalnog koeficijenta, moga se izracunati i ©be vi> ste standardiziranog indeksa porasta koeficijenata* Metoda oe jednostavna i bazira se na primeni rela-tivnih sektorskih proizvodnih koeficijenata* Relativni pro-izvodni koeficijenat je definisan ranije kao pft; iz 5ega sledi da je P±(t) = ir±(t) • p(t) Ako taj izraz unesemo u jednačine na stranil^J , onda se koliSnik globalnih koeficijenata moše napisati kao ^lil P^) l TjOO ' ^^(t) ^ p(t) l ir±(t) • w±(o) P(°) *~ p(t) 2 Tr.(t) • w.(o) p(o) Š ir,(o) »"^To) i 1, P(o) f ^(o) . W±(t) p(t) Z ^(t) . F^t) p(o) " p(o) | V±M • w±(o) P(o) 1^(0) . w±(t) -. Skra^ivanjem dobidemo; S ir.(t) • w.(t) 1 = i * ?ir.(t) . w.(o) ~P"w^(t) ~. w. (o) " 2 ir±(o) • w.(o) ? ir4(o) . w.(t) • 2 ir,(t) . w (t) X = i 1 M||3L......... ^ J~ ¦*• l v±(o) . w±(o) ? ir±(o) . Wi(t) 130. Prvi faktor, koji predstavlja indeks strukturne komponente ostaje nepromenjen, tako da važi ^ Indeks strukturne komponente ostaje isti, ali se promenila interpretaciga standardiziranog indeksa glo-balnog koeficijenta« Naime, drugi faktor, koga bi mogli zvati relativna standardizirana komponenta, razlikuje se od ranijeg atoliko što ge manji za P(t) patao Kako je dina- pCp) mika globalnog koeficijenta time ellminisana, ovaj faktor pokazaje za koliko bi se ukupno morali promeniti sektorski relativni koeficijenti kod odredjene promene struktare, pod uslovom da globalni koeficijenat ostaje konstantan« Prena tome, ako je sektorska komponenta veca od 1, relativna stan-dardizirana komponenta če biti manja od lo Ovde nas ovaj kompenzacioski elemenat sada dalje ne interesuje. Pokazacemo još samo slufcaj ako je poznata vrednost I = P(t). Tada je relevantna dekompozicija oblika p f *±(t) . w±(t) . Jir^t) • wi(°) • PW S ^(o) . w±(t) . ? *±(t) • w±(t) . ^ ~ = 2 ir.(o) . w.(o) ? ir±(o) . w (t) p(o) p(o) i x * 3- Prodakt drugog i treceg faktora (puta 100) je ekvivalentan odgovaraoucem standardiziranom indeksu na bazi apsolutnih vrednostio H"a jjednostavnije ga izvedimr ako indeks dinamike globalnog koeficijenta podelimo sa indeksom struk- turne komponente«, ¦¦.« Na kraju, može se pokazati da su odgovarajuče razlike izmedju agregata aditivne i u slučaju rela tivnih proizvodnog koeficijenata, samo da je ukupan porast jednak 0 jer je dinamika globalnog koeficijenta eliminisana: 151« <*tfc " ^ot* + Kt - "oo* = ° Ko - ^+ Kt - **>>= ° Naime, iz veze p(t) = L p^Ct) • w±(t) sledi da je | ^(t) . Wi(t) = l pa su uv = 1 i ir = 1, što je posredan dokaz gornjili %ti 00 jednačinao Vrednosti za strukturnu komponentu irt /17 /> u.z ostale pretpostavke modelao Pored toga, pretpostavka da su X. konstante, koja je po definici-. ji isključivala mogucnost medjuzavisnosti X« i u., sada je naglašena zahtevom da su u. nezavisni od X-evas E(u., X.) =0 za svako i i svako jo Dakle, az te dodatne pretpostavke formule i granice poverenja ostaju. iste, jedino se inter-pretacija menjas ako se od uzorka do uzorka menjaja X^ i Y., približno 100(1« e ) procenata ovako izračunatlb. inter-vala poverenja 6e ukloučivati prava vrednost parametara« Naravno9 ako se želi upotrebiti formule koje proističu iz minimiziranja kvadrata odstupanja kod metode naomanjih kvadrata samo kao ^edna od više alteraativnili formula odnosno načina izračunavanja nekih parametara, u svojstvu deskriptivne**" linearne regresije bez ikakve pre-tenzije da se na bazi statističke teorije izvode neki za-kloačci, onda ne treba uopšte brinuti o tim pretpostavkama* Izgleda da treba a ta grapa svrstati i sve u ovom radu ci-tirane (tjo nama poznate) primene linearne regresije kao metoda ocenjivanja intervalnog kapitalnog koeficijentao Medjutim, akoliko se želi da se baziraju. odnosno potkrepe zakljucci koji proizilaze iz empiričkog materijala primenom * Prema J.Johnstonu /8,stro28/, s predstavlja nivo signi-fikantnosti (npr»5%)o Termin AoGoldbergera /7 , str«157-161/, gde se pokazige takav formalistički način primene tog metoda« rezultata matematičko~statističke i ekonometrijske teorije, ako se žele testirati neke takve hipoteze, onda sa pretpo-stavke o teoretskom modelu u odnosu na generisanje empiric-kih vrednosti posmatranja neophodne«, To znači da bi zaklju-čci doneti na osnovu. takvog modela imali svoju snaga, mo-rali bi biti ispunjene pretpostavke na kojima se takav mo-del zasniva* U daljem toka izlaganja razmotridemo u kojoj meri neispunjenje neke od pretpostavki ranije izloženog mo-dela atiče na zakljačke, s jedne strane, i šta te pretpo-stavke znaSe u kontekstu problematike proizvodne funkcije, s druge strane<» Pretpostavili smo da je u. slacajna normalna varijabla sa E(a») = 0 za sve io To znači da če na vrednost proizvoda P(t) pored eksplicitne varijable K(t) delovati još niz drugih. faktora, ciji ce neto efekat biti odstupa-nje te vrednosti od vrednosti koja proizilazi iz proizvodne funkcijeo To dalje znači da 6e takva odstapanja biti i po-zitivna i negativna, simetrično distribairana oko 0, da se numericki manja odstupanja pcgavljuou cešce nego veca. Kako pretpostavka o normalnosti odstapanja a populaciji nije od odlučuoaceg značaja jer testovi nisa suviše osetljivi na odstupanja od normalnosti /9 /» a zbog malog broja posma-tranja nismo a mogacnosti da pretpostavka o normalnosti te-stiramo, smatracemo da je ona ispunjenao Draga pretpostavka je da ta normalna distribu.- 2 cija ima konstantnu varidansaj E(a., a.) =& , i = j, i,j = 1,2.o.o. n, tako da varijansa odstapanja od prave li-nije ne zavisi od nezavisne varijableo U slacaja hetero-skedastičnosti, tjo kada ova varijansa nije konstanta za celo podracje proizvodne fankcije, metoda najmanjih kvadra-ta na osnovu osnovnih empiričkih podataka ne daje više oce-ne sa naomanjom varijansom. Obicna foimala za izračunavanje standardnih grešaka parametara (regresionih koeficijenata) nije više tačna, ali se malo zna o ozbiljnosti greške koja se unosi upotrebom konventionalnog t testa kod razlicitiii stepena heteroskedastičnosti /9 , str«3V° Draga poteškoča 135 • izvire iz toga što ovde imamo toliko mali broj posmatranja za pojedine proizvočlne funkcije da se one ne mogu podeliti na par područja gde je K približno kcnstantno da bi se ispitala konstantnost varijanse, tj«, testirala značajnost razlika varijansi odstupanja u uzorku za različite nivoe K. Ovaj problem ce detaljni^e biti razmotren kod testiranja razlika izmedju pooedinih proizvodnih funfccija. Što se tiče problema heteroakedastičnosti u svakoj pojedincg relaciji, odstapan^a empiričkili vrednosti ne pokaznja neka izraziti-Ou nepravilnost a tom poglediu Ozbiljnije probleme postavlja na rešavanje hi-poteza da su odstupanja medousobno nezavisna9 E(a^, u^+ )=0 za sve t i za sve s ^ 0o Ovaj problem aatokorelacije odsta-panja je dosta cest a analizama na osnovu vremenskih. serija*, tako da je potrebno da se nešto duže zadržimo na njemiu Me-djusobna nezavisnost slačaoniii odstupanja a vremena znači da je osnovna relacija stabilna a vremena, odnosno da je vremenski redosled vrednosti nezavisne promenljive irelevan-tan sa statistickog stanovišta (vidi /4> , stro328/)f pa pre-ma toine ranije izvedene formule važe i u slačaja vremenskih serija« Zbog toga se testiranje značajnosti autokorelacioe odstapanja empiričkih vrednosti od ocenjenih vrednosti po-smatranih u odnosu na vremenski redosled namece kao nužna predostrožnost u analizi vremenskih serija e Ukoliko odstupanja nisu medjusobno nezavisna, metoda najmanjih kvadrata ne daje više ocene parametara koje imaju najmanja varijansu, mada sa još uvek nepristra-sneo Pored toga, obično potcenjuje stvarne varijanse tih z MoEzekiel i K« Fox daju. interesantnu. diskasiju i prikaz različitih pogleda na svrsishodnost primene statističkih modela u slučaja vremenskih serija, smatrajuci da su spe-cificne teškoce analize vremenskih serija Često preuvelj oa-vane i da se danas striktno statistički problemi vremen-&&!.& serija mogu adekvatno tretiratio inaliza vremenskih serija kao instrumenat u istraživan^a nije ništa posebno, što bi se moralo smatrati razlicitim od upotrebe kontro-liranih eksperimenata ili slučaonih. azoraka iz osnovne popalaciQe koja postooi u nekom odredjenom trenutku/ 4 , glo2o/0 3ee Ovde sada pretežno konkretiziramo linearni regresioni model za slučaj vremenskih serija, kada je i=t=l,2 ««,,n. 156, parametara, tako da postoji mogucnost donošenja pogrešnih zaključaka ukoliko se u testiranju apotrebe za raniji slu-čaj odgovarajuce f ormule0 Varijansa ČU, ona se ne odbacuje, dok za d-r< d < čU nikakav zaključak nije moguc /7 /, /8 /e Ako je taj raspon velik, postoji opasnost da če na tajiBČin saviše slačajeva pozitivne autokorelacije biti neadekvatno tretirano« To je navelo HoTheila i AeNagara da prezenti-raja jedan drugi nacin aproksimacioe distribucioe von Neu-mannovog kvocijenta ocenjenib. odstapanja od regresije po metodu najmanjili kvadrata /19 /. Ova aproksimacioa je data 140 za slučaj gde su. prve i druge diference nezavisne varijab-le male po apsolatnoj vrednosti ako se uporede sa interva-lom te varijableo * Može se smatrati da je ovaj uslov ispunjen a slučajevima posmatranih. proizvodnih funkcija. Što je u na-šem slučaju od posebne važnosti, testiranje d predstavlja istovremeno i testiranje linearnosti regresije,* jer su praktično u svim slučajevima proizvodne funkcije ispunjeni i ti do.datni us3ovi. Kako ni Theil i Nagar ne daja distri-buciju za d za n < 15, teoretske vrednosti d za manji broj posmatranja morace se dalje aproksimirati linearnom ekstra-polacijom«, Inače, jedinstvene granice za d prema Theil -Nagaru približno odgovaraja gornjim granicama d« kod Durbin-Watsona, što grubo uzeto znači da ce «e prema toj aproksi-maciji pokazati signifikantna autokorelacija i za vecina onih slučajeva gde se kod Darbin-Watsona ne može doneti ni-kakav sudo Da bi se i u. slacaju signif ikantnosti autoko-relacije odstupanja moglo doči do adekvatnih ocena parame-tara i ostalih. veličina koje su potrebne za testiranje rele-vantnih hipoteza odnosno donošenge zaključaka, upotreblja-vaju se razne transf ormacioe osnovnih podataka sa namerom da se uspostavi slučajnost odstapanja i da se onda metoda najmanjih kvadrata primeni na tako transformirane veličinee Najjednostavnija transfoimacija koja se, izgle-da, najviše i upotrebljavala a empiričkim istraživanjima, jeste izračunavanje parametara na osnova prvih diferencija varijabli umesto na bazi osnovnih (tja originalnih) vredno-stio Smatra se da se na taj način smanjaje stepen aatokore-lacije i istovremeno proverava da li ispoljena zavisnost x Autori smatraju fiS , str0 797/ da je s obzirom na pomenu-ti uslov ova metoda pogotova pogodna ako su posmatranja uredjena prema rastučim vrednostima nezavisne varijable, a ne prema vremenskom redoslediu U slučaju jedne nezavi-sne varijable to znači testirati linearnost regresije (vidi i Prais and Houthakker, The Analysis of Family BgdLetL, Cambridge, 1955) 141, izmedju. osnovnili varijabli predstvlga vezu koja ima smisla, tj. da nije samo rezultat trendova /4 , stre34-0"=342/o Pravi značaj ove i alternativnili predloženih načina transfoimacija može se videti ako se razmotre njitio-ve pretpostavke0 Najoednostavnija alternativna hipoteza u odnosu na nultu hipotezu, o medjusobnoo nezavisnosti odstu-pan^a jeste da odstupanja u(t) slede autoregresionu. shemu prvog reda, u(t) = p a(t-l) + e(t) gde je |p| < 1, a e(t) su medjusobno nezavisna slača^Ba od-stupanja, normalno distribairana i sa konstantnom varijan-sonio Metoda generaliziranili najmanjih kvadrata (ako se na-pusti ranija specifična pretpostavka o E(a.u.)) ekvivalen-tna je načinu. izračunavanja a sledeča dva koraka: prvi ko-rak je transformacija originalnih vrednosti varijabli na na-cin koji uzima u obzir aatoregresionu straktara a(t)? dok se u drugom koraka primeni metoda običnih najmanjih kvadrata na transformirane varijable /8 /o Ukoliko važi gomji oblik autoregresione strakture u(t)9 odgovarajuca transfoimacija rezaltira u transformiranim varijablama oblika X(t)-p X(t»l) i I(t) - pl(t<»l), t = 2,3 ooo.oo n (vidi i /19/)0 Pošto je vrednost p nepoznata9 može se oceniti metodom najmanjili kvadrata iz ocenjenih vrednosiji u(t) a(t) = pa(t-i) + pa se onda pomocu ocene p izvrši gom^a transf ormacija« Ovaj iterativni postapak se ponavlja toliko dago dokle ocenjena odstupanja od transfonairane relacije ne pokazuja više zna-Sajnu aatokorelacija /8 ,stre 19^/«» Smatra se da je svakako sigurnije izraSunavati standardne greške i inte:cvalne ocene iz tako transformiranih. relacijaj, mada se ističe da je na mesta da se iz opreza takve standardne greške uzimaju kao potcen^jivanje nepouzdanosti ocene u taČki (point estimate), barem u proseka /19 /• Naime, ova procedura pociva na dve aproksimacije; prvoj da je p = p ; drugo, podaci se koriste za tri svrhe9 najpre se testira nezavisnost odstapanjaj pa K Priimek, ime in št. izkaznice NUK (vel. črke!) Signatura M9O25 Avtor Naslov dela OSrt/- ^REDSTvTI K^° F/4Kia Zbirka in zvezek 10. A.A metoda najiaa-njih kvadrata daje pristrasne ocene parametara© Ovo je pre svega problem ocenjivano'a parametara sistema simultanih jed-načina* Ovde je ipak potrebno razmotriti da li se u sluča-ja jedne jedine relacije, kojom definišemo proizvodnu funk-ciju, mogu naci neki elementi koji bi ukazivali na to da se ne može pretpostaviti da ta nezavisnost postojio Ako po-stoji samo proizvodnom funkcijom pretpostavljena zavisnost, tj« da proizvod zavisi od fiksnih fondovaf a da on isto-vremeno ne ispoljava povratno dejstvo* na vrednost fiksnih fondova, onda je sve \x rediu U proizvodnoj fankciji na atLKlein smatra da ocenjivanje parametara Cobb - Dcuglasove funkcije pomoca najmanoih kvadrata sadrži u sebi poten-cijalnu mogačnost da sa takve ocene parametara pristra-sne, mada smatra da nije a stanju da proceni ozbiljnost tog tipa zamerki, koje se bazira na jednoj veoma apstra-ktnoj konstataciji da su proizvod, kapital i rad sve en~ dogene varijable koje podležu simultanoj odlaci predu-zetnika /11 /o bazi fiksnih fondova nezavisna varijabla fiksni fondovi tretira se kao egzogena varijabla^ tako da se smatra da ne postoje neki a priori razlozi koji bi sa te strane dovodili u pitanje nepristrasnost ocena parametara proizvodne funk-cije po metodi najmanoih kvadrata«, Takav stav bazira se na razmatranju. koje je dato u vezi sa diskusijom pravilne spe-cifikacije proizvodne funkcije (npr<> ispoljena ireverzibil-nost kretanja nove vrednosti fiksnih fondova)o Ova relacija ne pokašava da objasni kretanje fiksnih fondovai tek u pri-meni u vezi sa ekonomskim modeiom u. glavi VII9 gde ce biti zahvačen nešto širi kompleks zavisnosti, fiksni fondovi postaja endogena varijabla modela« Da bi se i tamo osigura-la nezavisnost odstapanja od eksplikativne varijable^ u, modela su. fiksni fondovi definisani kao predeterminirana varijabla« S tim u vezi je potrebno da preciziramo vremen- ski indeks u proizvodnog funkcioio Društveni proizvod se od-nosi na cela godinu t9 dok se podaoi za fiksne fondove K(t) u najviše slačajeva odnose na kraj godine to Ovde se kao par vrednosti za godinu t uzima vrednost K na početka godine t i vrednost P za godinu te Ukoliko se zadrži tradicioa da se vrednosti K odnose na kraj godine9 tačna specifikaci^a pro-izvodne funkcije jeste P(t) - a K(t«l) + bo TJ tom obliku. ce se i prezentirati a matematiSkom modela9 za dosadašnja razmatranja nioe bilo potrebno da se tacno precizira vremen-ski indekSj, a formalacija sa K(t) bila je jednostavnija« Pre nego što se prezentiraju empirički rezu.1-tati, korisno je da se rezimira razmatranje kompatibilnosti pretpostavki linearnog regresionog modela najmanjili kvadra-ta sa prirodom i karakteristikama proizvodne funkcije na ba-zi fiksnih fondovao Zbog malih serija nije mogace testira-ti pretpostavke o normalnosti odstupanja i o konstantnosti njihove varijansej, ali se zakljucci ne menjaga i ukoliko postoje umerena odstapan^a od tih pretpostavkio Naime, upo- 3E Detaljnije a glavi VII 144. trebljeni testovi sa dosta neosetljivi a pogledu, pored toga, i aa osnova konkretnih empiričkih serija ne mogu. se zapaziti nikakve ocigledne indikacije koje bi govorile pro-tiv tih pretpostavkio Pretpostavka o medjusobnoj nezavisno-sti odstupanja, ovde iz navedeniii razloga veoma znacajna, na sreču se može testirati, tako da se mogu odvojiti oni rezultati koji se mogu smatrati tačnim od onih slučajeva gde su potrebne odgovarajude transformacije da bi se posti-gla medjusobna nezavisnost odstapanja i u drugom koraku do-bili adekvatniji rezultati«, fakodje, smatramo da ne postoje neki a priori razlozi u. vezi sa ovom specifikacijom proiz-vodne funkcije na osnovu fiksnih fondovaj, koji bi indicira-li neka zavisnost izmedju eksplikativne i slaSajne varija-ble.* Rezaltati empiriČke analize U dosadašnjem izlaganju razmotrili smo koncep-cijske probleme proizvodne funkcije i aiBLizirali razne na-5ine izračunavanoa<> Ovde se sada prezentiraju rezaltati, ko-ji se dobijaja ako se metodom najmanjih kvadrata lineamog regresionog modela ocene parametri proizvodne funkcije. Tabela ^ daje neke najvažnije rezultate za proizvodne fonkcioe za global i pojedine privredne oblastie Prva i treča kolona daju ocene parametara proizvodne funk-cije, intervalni proizvodni koeficijent i slobodni član b. U drugoj koloni navedene sa standardne greške intervalnili proizvodnih koef icijenata«, Ukoliko se one nalase a zagradi, to znači da se ne mogu smatrati adekvatnim ocenama standar-dne greške5 kao npr« a slu5aja autokorelacije odstupanja, Sledece tri kolone predstavljaju indikatore o x Pored toga, test autokorelacije odstapanja u našem sluča-ja, gde K praktično stalno raste u vremena9 darje istovre-meno i jedna grubu informaciju o ponašanju u(t; u odnosu na K« Korisna informaci^u. a tom pogleda daje i testiranje signifikantnosti trenda za godišnje vrednosti intervalnog proizvodnog koeficijenta. Interesantan je i načln ko^im se sldŽio JoJohnston /9 / u. ispitivanja karakte3?istika funkcije troškova« Tabela 6 Proizvodna fonkcija na bazi fiksnih fondora za Jugoslavi^u (po priTradnim oblastima) Vremenska serija 1952-1962# relaei- wa^son ^^±- retskih vred- za pe« ^e ent LSi« dna gre« dan vodni ko ška SE a 51an b r PK d yH nosti P52~P62 riod p52-62 0,3390 0,0203 «1837,7 0, 0,4789 0,0264 -1227,6 0, 1,95 2,14 0,1367-0,2058 0,1727 2,19 2,41 0,2373-0,3332 0,2914 Industrija 5631 (0, 0295) - 339, 9 0,988 0,80++ 0 ,87*+ 0, 2940-0, 4496 0, 4017 vn • Poljoprirreda 0, 4148 o, 1296 - 94, 5 0,730 2,13 2 ,34 o, 3474-0, 3681 o, 3570 Saobra6aJ o, 1747 0, 0069 - 274, 7 0,993 1,71 1 ,88 o, 0386-0, 0743 o, 0555 Ostalo+ o, 9010 0» 0498 « 94, 9 0,987 1,63 1 ,79 0, 6632-0, 7606 0, 7120 Grad j eT inars t ^ TO 1, 6395 (0, 2988) - 30, 3 0,877 0,69++ 0 ,76++ 1, 1574-1, 3721 2760 Zanatstvo 0, 7959 (0, 1186) ~ 13, 0 0,913 0,68++ 0 ,74++ 0, 6695-0, 7083 o, 6873 Ostalo o, 7366 0, 0305 - 51, 4 0,992 1,55 1 0, 515 9-0, 6122 o, 5644 146 ¦ pouzdanosti i stabilnosti proizvodne funkcij6» Koeficijent korelacije utvrdjuge stepen lineame asocijacije izmedju. fiksnih fondova i proizvoda* Testiranje signifikantnosti korelacionog koef icijenta predstavlja jedan nacin testira-nja nulte hipoteze da ne postoji linearna asocijacija izme-dj\i Y i XoX U ovom slučaju n = 11, odgovara;ju6e vrednosti koeficijenta korelacije su o,735 za nivo signififcantnosti 5%; o,6o2 za nivo signif Ikantnosti 1$> / 17 , stre 17V« Pre-ma tome, svi koeficijenti korelacije osim za poljoprivredg. su značajni', neki su 5ak veoma visoki, tako da se može za-ključiti da je asocijacija izmedja proizvoda i fiksnih fon-dova po sektorima u celini čvrsta« Prema nešto nižem stepe-na asocijacije izdvajaju se od ostalih sektora poljoprivre-da, čiji je koeficijent baš negde na granici odbacivanja hipoteze o nezavisnosti obe vari^able na nivou signifikan-tnosti od 5%, gradjevinarstvo i zanatstvo<, Očito je da su. to sektori gde fiksni fondovi imaou manja snaga objašnjava-nja kretanja proizvodnje nego što je to slačaj a ostalim sektorima. Von Neumannov kvocient i Durbin-Watsonov d osnov suza testtranje autokorelacije odstupanja, a istovremeno po-moču. d testira se i pretpostavka linearnosti proizvodne fun-kcijeo Von Neumannov test je dvostran, granice s\x za n = 11 1,21 i 5»19 za nivo signifikantnosti 5% akoliko $e empiriS-ka vrednost kvocienta manja od niže granice, tada je to znak da postoji značajaa pozitivna autokorelacija; ukoliko je ve-6i od gornje granice, autokorelacija je značajna i negativna; ukoliko se nalazi izmedju ove dve granice smatra se da ne postoje indikacije da je aatokorelacija zna6ajna / 4 /. r .;. Za veličina d i a Darbin~Watsonovoj i a Theil-Nagarovoj verziji ne postoje tabelirane vrednosti granica za slučajeve kada je broj posmatranoa manji od 15« Za n = 15 vrednosti za nivo signifikantnosti 5% iznose: dL = 1,08, drj = 1,36 u Durbin-Watsonovoj verziji, približna odgovaraja-6a vrednost za n = 11 bila bls dL = 1,00, d^ = 1|32. u ta- ac Ekvivalentno testiranju hipoteze p, sO pomoda t ili F testa / 8 /o beli koju. daju Theil i Nagar vrednost d za nivo signifikan-tnosti 5% iznosi 1,36 za n = 15f za n = 11 približna vred-nost d iznosi lj,32» U oba slucaja alternativa nultoj hipo-tezi je značajna pozitivna autokorelaci ja odstupanja, uko~ liko je cl manje od specificirane teoretske vrednosti« Od devet regresija a tri sluSaja test jasno po-kazuje da se radi o pozitivnoj autokorelaciji odstapanjao To su indastrija^ gradjevinarstvo i zanatstvo, dok za ostale ne postoje mikakve indikacije koje bi opravdal* odbacivanoe pretpostavke o medjusobncg nezavisnosti odstupanja0 Stoga se može zaključiti da^ osim u navedena tri slucaja, ne postoje indikaoije protivne pretpostavci da je proizvodna funkcija linearna i da je intervalni proizvodni koeficigent konstan-tan za posmatrani periodo Sledeče tri kolone u tabeli 6 odnose se na vrednosti prosečnih proizvodnih koeficijenata izvedenih iz proizvodne funkcioe. Interval a kome se kredu. ocenoene vred-nosti prosečnih proizvodnih. koeficijenata dat je teoretskom vrednošču za prvu i poslednju godina perioda© Pošto unutar perioda vrednost proseSnog proizvodnog koeficijenta raste ili opada monotono? ove dve vrednosti predstavljada respek-tivno najnižu i najvišu vrednost, ili obrnuto, prose5nog koeficijenta za taj period, pa prema tome i interval \i kome se kreda ocenjene vrednosti za ostale godineo Poslednja ko-lona daje proseSnu, vrednost tog koeficijenta za posmatrani period, definisami kao odnos prosečne vrednosti proizvoda i prosečne vrednosti fiksnih fondova za periodo Pre nego što se pridje analizi karakteristika proizvodnih koeficijenata za svaki sektor posebno, u tabeli 7 6e biti sumiranirezultati o proseSnom proizvodnom ko-eficijenta koji proizilaze iz proizvodnih. funkcijao Ovi ce zaključci istovremeno biti aporedjeni sa rezultatima iz ta-bela 2 i 3 . Treda kolona tabele 7 daje vrednosti ko-licnika izmedja vrednosti slobodnog Slana i njegove standar-dne greške^ koja se distribuira a t distribacijio Ranije smo izneli da ce se trend prosecnog proizvodnog koeficijenta sma- Tabela 7 DMAMIKA PROSEČNOG- PROIZVODNOG EOEPICIJEUTA ZA JUGOSIAVUU M BA.ZI PROIZVODNE FUMCIJE Period 1952-1962« 00 3 Indeks porasta h Erose5na Znašajnost stopa ra— slobodnog sta p(u#) Slama + b Slasticitet pro sečnog proizTod nog koeficioen— /pE 1952. 1962« Elastioitet proizvodnge ^ 7PK 1952o 1962» Ulcupno 151 4,2 -8,13++ 1,48 0,65 2,48 1,65 Privreda 140 3,4 -7,02++ 1,02 0,44 2,02 1,44 Industrlda2 153 4,3 (-5,31)++ 0,92 0,25 1,92 1,25 PoljopriTreda 106 0,6 -0,44 0,19 0,13 1,19 1,13 Saobracaj 192 6,7 -17,22++ 3,53 1,35 4,53 2,35 Ostalo* 115 1,4 0,36 0,18 1,36 1,18 Grad j evinarstvo* 119 1,8 a-,20) 0,42 0,19 1,42 1,19 Zanatstvox 106 0,6 40,91) 0,19 0,12 1,19 1,12 Ostaio 119 1,8 —5 ; J 3 0,43 0,20 1,43 1,20 vrednosti t iz transformiranih relacija iznose —4,26 vinarstvo i 1,66 za zanatstvo« ++ signifikantan na nivou Vfc. za industriju, -1,40 za gradje— 149 HP f trati značajnim na odredjenom nivoa signifikantnosti, ako bL se slobodni clan značajno razlikovap od 0, Slobodan član je znacajno razliČit od 0 u. oba globsila, 'V sektorlma indu-strlja'. saobfadan i ostalb*. kao i a sektoru ostalo«, Isti .¦¦"¦¦'. ¦:•.¦¦.. ".¦¦'¦:', :" ¦¦',.-':¦'.'.. ' ' ¦ ¦ ¦.-'¦**•,-" i "' ¦ : . • :. j ;,.'.'¦!.•¦¦'.'• ••¦¦ ¦. ..- ,. . '¦•,,.¦:. ' . . •,.; j, J. J zakljdSak prolzilazi i Iz neparametarskog testa iz tabel0^ 2 • Jedina "'jje^ razlikai"a tdme, štd je tamo trend prosecnog'" koeficijenta za sekto]? ostalo* sigiiif ikantan na nivoa 5%. dok je ovde signiftkantan i na nivou od X%« -^fn ^f 35 o P©dosled.:.ae.kt.ora.^ sei a>i:ptoosu 23^ rezulibate jaf^ri: osnovu emp»iridkili vrednosti za prvu i: posled^ju. gp«dimi ,;i-«-1 ^ tabele 5 promenip^ u. ^čekiv-aiiom ppavpu« Indek^i poras1;a SOc prosecnog proiz^pdnpg kpeficijenta odnosnp njegpva pcpsečiia:? stopa raata sada s,vl tt dskladu; sa ostaliui rezultatima ^r ^W pQpraylja ef eka# slača jnos^i} raspo^eda prye i ppsledjaj^ go«t diAS.. ..jji <>dnpsa na ostalp gpdineo; Jndustri^ pokazuje jL&ixPP>-i?a«t,; a; poljpprivreda 1 zanatstvo daj$kp ptaaoi pprast pi^oH sečnp^ koeficijenta nego što ^ *o bilp .ranije, Jedi|ip gra?? djevinarstvo sada ppka zaje :vedi ressa^-ta,t;;jiega; «$P: M; i^ ^JCfr baio u odnosu na ostale rezultate« ,: ^Smllot^BO^ -goinbo^mi diM.tiiqm ^3\:.$&9h$h %>:.#v,q saktore kara35"t?eristi6no je da je vrediiost elastipiteta prpizvodnje a pdapaaviiia f iksn© jf?pi^r dove (presia prpizvGdnpj funkcijlr),^^ec^jo^^e^p^^^^^is^-,:^ 1952r* tako i;: a^l-gg^«rf ;gpdiixi^3;^.-to.j^a^ir^pz,- qeo periodo Bar kle, akp s^ ppsmatr« period 195^«il962ft ka^p celijia,, ,u globala kap Ju Ar -^viia spktorii^a r prpizTOto^a jje P^oceatMfaJ410 i?a sla bi> 5&p j^ego fiksi^i fondOTi, š-fco ae mo&^ pc«niti kao pp^pljnp akp se azie a obzir da; su. prpizvpcLni Ciksni f oftdo^^^jtpDip, ptJpir odu pasli po p^Qpeč^p3 stppi od ^ae^o Pr$L$ utfh Pt.#e^*O-riffl«y gdp ^e^Ti1!dnost ©,last?.c-^?fee.$a._ ^rpizvotooe;> bila, velika na pp^ž i^etku,-,,pei^ločyaf;.v zapaža, s#r dosta brzo smanjivaii-je vrečtnos^-ta elasticiteta $, tpk^:;;pprlpda« TJkpIikp 6© se tendeDLCide opisa-ne proizvodjaim f uiikclgama ^, ^ab^li 6: zadržati,; ^ ^ buteiu^o-sti, mpž© se očekivati da,; 4e -..^r. 3^ pprapta: proizvo^Laje skprp trebati samo aestp manj^pdj^ ppraata f iksai|i f ondova ^®Qr č;in,l,,sektopa:©1v-5ijX& «sj;vi3'J ii s,d idei &a eio.cn ?oseoM>0 ^Btitto^ .r^n -sj-«f- f B^Ovi rezultati dalje zjaale da su^:©lasijtciteti H pros«5niii p^oizvodaili ko©f icienata; «.,: pdnpsu ^a: ^tiksae: f oiido- 150. ve bili pozitivni u posmatranom periodtia Kako su ovi rezul-tati dobijeni iz proizvodne funkcije, potrebno je imati u vidu. da i u sluSaju kada je prosečni proizvodni koeficijent približno konstantan, proizvodna funkcija ocenjena pomoču najmanjih kvadrata pokazuje blag porast ili blag pad pro-seSnog koeficijenta« To je ovde slučaj sa poljoprivredom, gradjevinarstvom i zanatstvom, mada je trend prosečnog ko-eficijenta a tim sektorima neznačajan, slobodni clan, iako nije značajno razliciti od 0, negativan je, tako da je ela-sticitet prosečnog koeficijenta u odnosa na fiksne fondove pozitivan i u tim sektorima, iako numerički mali« Drugim re-6ima, empirički materijal ukazuje, ako se posnetra period 1952-1962« kao celina, na porast prosečnog proizvodnog koe-ficl^nta a nekim sektorima i u globalu i na njegovu konstan-tnost u drugim sektorima, dok nema indikacija koje bi govo-rile u prilog pretpostavke o smanjivanju prosečnog koefici-jenta« Može se zaključiti da porast fiksnih fondova u po-smatranom periodu nije doveo do smanjivanoa prosečnog pro-izvodnog koeficijenta« Dijagram X daje sliku odstupanja empiriSkih godišnoih. vrednosti društvenog proizvoda od pojedinih proiz-vodnih funkcija, datih a tabeli 6 • Pošto su a dijagramu. zbog sažimanja prezentirana zajedno odstupanja za oba glo-bala i za sve sektore, nešto je teže pratiti vremenski re-dosled odstupanja za svaku pojedinu proizvodnu funkcija. Sa dru^e strane, može se dobiti neki utisak o medjusobnim odno-sima odstupanja za različite sektore a pojedinim godinama « Jasno je da, gledano prema apsolutnoj vrednosti, "veliki" sektori imaju velika odstupanja, a "mali" sektori mala od-stupanja, Interesantnije je aociti da se za neke godine prak-tično u svim sektorima pojavljuju odstapanja sa istim pred-znakom, negativna odnosno pozitivna, od pojedinih proizvod-nihi funkcija. Izrazito negativno su 1952, 1956o i 1962. go-dina, dok su izrazito pozitivne u tom smislu 1959» i 196o« godina« Odnosno, može se redi da u. takvim slucajevima posto-ji pored faktora, specifiSnih za pojedine sektore, i jak uti-caj nekih opštih faktora koji delaju a pozitivnom ili nega- Graf 1 160 140 120 100 80 60 40 20 0 - OD6TOPANJA GODEŠNJIH VBEDNOSTI PRCHZVODA OD VREDN06T1 JSA BAZI PROIZVODNIH FUNKCIJA ( JUGOSLAVIJA 1952 - 1962. ) •p pp 9PP •p © #P • P *PP • /? 0U mpp Op m kp.p m •PP g. « — Ukupno p — privreda i — indusferlja pP _ poijoprivreda 4 — Gmdjevinaratro •P y r (J-l)p, E n. - Jop = —^-------------------- ,#;; 156. Tabela 8 Vrednosti P za testiranje znaeajnosti sektorskih koeficijenata proizvodne funkcije Kombinacija Testiranje jednakosti Testiranje jednako-sektora nagiba F-, sti proizvodne fun- x kcije P2 1, 2, 3, 4, 12,24++ 252,24++ 1, 2, 3 11,88++ 285,8o+* 1, 2, 4 2,84 23,90++ 1, 3, 4 48,47++ 983,68++ 2, 3, 4 9,05 + 118,26++ 1, 2 1,62 0,90 1, 3 59,22++ 4,68+ 1, 4 7,02+ 68,04++ 2, 3 3,96+ 9O,O9+T 2, 4 4,50+ 7,83+* 3, 4 _______ 328,50+* ____ 588,51 + Nivo signif ikantnosti 5% ++ Nivo signifikantnosti 1% StatistiČki se razlike intervalnih proizvod-nih. koeficijenata za industriju i polooprivredu. ne poka-zuja znafiajne. Isto važi i za cela proizvodnja funkcija, Interesantno je da ni razlike a intervalnim koeficijenti-ma za industriju, poljoprivreda i ostalo+ ne izgledaju značajne na ovde upotrebljavanom nivoa signifikantnosti. Osnovni uzrok za ovakav rezaltat treba tražiti u velikoj standardnoj grečci intervalnog koeficijenta za poljopri-vredu, njegova nestabilnost prosto onemogadava da se for-malno donese adekvatan zakljuČako Razlike izmedja vredno-sti intervalnog koeficijenta za indastriju i ostalo+, kao i za #ol;joprivredu. i ostalo+ kada se uzmu posebnoj, znaSaj-ne sa« Ovim rezultatima namede se zaklGUČak da su i vredno-sti sektorskih. intervalnih proizvodnih koeficijenata za po-smatrani period značajno razliSlte,jedini izazetak je slučaj indastrije i poljoprivrede. Treba se podsetiti da je ovaj za-klju5ak potpono analogan onome koji važi za sektorske vredno-sti prosečnih. proizvodnih koef icijenata<,Može se primetiti da su razlike pogotovu velike i zna6ajne,ako se posmatraju proiz- 157 o vodne funkcije u celini«, Medjutim, ovi se rezultati mogu. smatrati samo kao jedna aproksimacija pravih vrednosti, jer se a konkret-nom slačaja pojavljuju neka odstupanja od pretpostavki na kcgima se bazira ovaj testo Pre svega, pojavljuje se problem heterogenosti varijansi za pojedine sektorske proizvodne fun-kcije«, U ovom slučaju sume kvadrata odstupanja empiriekih vrednosti od regresije iznose za industriju 23 200, za po-ljoprivredu 67 544-» za saobradaj 264 i za ostalo* 1950o 05i-to je da velika nepouzdanost ocena za poljoprivredu otežava donošenje zakljucaka^ ali se još pre toga postavlja problem do koje mere nehomogenost varijansi utice na zaključke te-stovao Najpre je mogvida za neku oridentaciju ispitati da li razlike u sumi kvadrata odstupanja a azorcima znace i znacaj-ne razlike varijanse a osnovnom skapuo S tim u vezi Cochra-nov test homogenosti varijanse^ koji se bazira na kvocijentu. najvede varijanse i sume varijansi svih grupa, pokazuje da se jedino varijanse za industriju i poljoprivreda ne razli-kaju značajno, To znači da se zaključci a vezi sa odnosima koeficijenata ta da sektora u tom pogledu mogu smatrati ade-kvatnim0 Dalje, i kada se varijanse razlikaju, stvar ni-je beznadežna jer je F test poznat kao dosta neosetljiv za umerene razlike a varijansama /25 /o Iko vrednosti F dosta prelaze kritične granice^ može se smatrati da su zakljucci pravilni. Postoji i opasnost koja deluje i u drugom pravcao Ako su varijanse suviše različite, aticaj koji ima sektor sa malom varijansom^ npro saobračaj, može da se skoro i ne primeti iako su inace razlike u koef icijentima velike« Takav nepovoljan efekt izaziva a ovom primeru poljoprivreda« Posto-ji mogučnost da se izvrše odgovarajdde transformacije da bi se u svrhu testiranja popravilo odstapanje od pretpostavke o homogenim varijansama. Pošto je to dosta komplikovano i stvara nove probleme, a pravih vrednosti pojediniti varijan-si ne poznajemo da bi mogli izvršiti posve adekvatnu tran-sformacija, s obzirom na dosta jasne odnose nede se pristu-piti rafiniranju ovih rezu.ltatao Jedan dodatni problem pred- 158. stavljaju sektorske proizvodne funkcije, ako nisu linearne, pa tako ne zadovoljavaju neke od ostalih pretpostavki mode-la* U ovom slucaju je to industrija gde je autokorelaeija odstupanja zna5ajna0 Može se sjoatrati da je tu suma kvadra-ta odstupanja potcenjena, a s tim i varijabilnost koefici-jenta« Ovom problema poklanja se veoma malo pažnje, obicno se prosto prelazi preko njegao Nije ni posve jasno kako tre-ba uzeti a obssir istovremeno autokorelaciju odstapanja i lie-terogenost varijansi jer9 kako kaže JoJohnston /8 fstrW7/, danas ekonometriga još liči na lekara koji može da ieči samo po jednu bolest odjednonio Ipak je potrebno imati u vida da je \x takvim slučajevima na mestu izvesna opreznost u prih-vatanju rezultata© Analiza pojedinih proizvodnih fonkcija Proizvodne funkcije za oba globala imaju niz zajedničkih karakteristika^ kao što sa visok stepen korela-cije, linearnost relacije i konstantnost intervalnog proiz-vodnog koeficioenta? visoki elasticiteti proizvodnje a od-nosu na fiksne fondove i veoma izrazit rastadi trend proseč-nih. proizvodnitL koef icijenatao Kako je draštveni proizvod isti za oba globalas, razlike nastaja zbog različitih nivoa i dinamike ukapnih i proizvodnih fiksnih fondovao Neproiz-vodni fiksni fondovi sa a tom periodu rasli sporije od pro-izvodnih fiksnih fondovas, tako da je prosečni proizvodni koeficijent rastao u privredi po prosečnoj stopi rasta od 3|4%, a za ukupno 492% godišnoeo Ako radi ilustracije pro-izvodne koeficijente inveTtiramo u kapitalnes za ukupno je prosecni kapitalni koeficijent opao u posmatranom periodu od 7»31 na 4j86, dok je intervalni kapitalni koeficijent iznosio 2995O Privredni fiksni fondovi su brže rasli pa je pad prosečnog kapitalnog koeficijenta za privredu od 4,21 na 3>00 nešto margio Vrednost intervalnog kapitalnog koefi-cijenta 2,09 izgleda dosta povolona«. Grafikon 2 prikazaje raspršenost godišnjih vrednosti P i K oko regresione linije koja predstavl^a ocenjena proizvodna funkciju. Posebno je znakom x obeležena tatSka čije koordinate predstavljaja pro- Gmf 2 P 3600 3400 3200 3000 2800 2600 2400 2200 2000 1800 1600 1400 1200 1000 53 0 I---^- PROIZVODNA FUNKCIJA NA BAZI PIKSNIH PONDOVA ZA PRIVREDU ( JUGOSLAVIJA, 1952-1962. 59 °56 • 62 vD o 5200 5600 6000 6400 6800 7200 7600 8000 8400 8800 _J K 9200 160, sek empiričkih. vrednosti P i K za posmatrani periodo Pošto ne počinje sa koordinatnim početkom, ne može se videti iz grafikona odnos intervalnog i prosecnog proizvodnog koefi-cijenta, ali se ipak može vizuelno oceniti prilagodjenost, raspored odstupanja u vremenu kao i porast P i K, Mada je interesantno proveriti vizuelno svaki sektor posebno9 u rada 6e biti avedeni posebrn sumarni gra-fikoni, za koje se nadamo da 6e, mada neobični, na jednom mesta jasno prikazati niz strukturnih i dinamičkih. karakte-ristika posmatrane privrede. Grafikon 3 je takav sunarni grafikon za Jugoslaviou* Svaka prava predstavlja odgovaraja-6u. lektorska proizvodna fankcija iz tabele 6 , tako da ko~ ordinate poSetka i kraja svake prave odgovaraja empiričkim vrednostjjna fiksnih f ondova odnosno ocenjenim vrednostima društvenog proizvoda za 1952« i 1962„ godiniu Tako svaka prava posebno pokazuje: porast fiksnih fondova i porast oce-njenae vrednosti društvenog proizvoda za odredjeni sektor, kao i njihove apsolatne vrednosti; nagib prave pokazaje vre-dnost intervalnog proizvodnog koeficijenta; prodaživanjem prave dobijaja se ocene veličine i predznaka slobodnog Čla-na; zamišljenim povezivanjem tačaka na proizvodnoj funkciji sa koordinatnim potSetkom dobija se prava koja prikazaje vre-dnost prosečnog proizvodnog koeficijenta8 tako da se na taj nacin mogu pratiti i promene proseSnog proizvodnog koefici-jentao Kako se ove sektorske proizvodne funkcije zajedno prezentiraju u sumarnom grafikona, mogače je aočiti i niz elemenata za komparativnu analiza tih sektoras za prvu i poslednou godina perioda (ili za srednje vrednosti obe va-rijable) moga se aporediti nivoi društvenog proizvoda prema proizvodnim funkcijama i fiksnih fondova9 što daje avid a sektorska strukturu privrede i njezine promeneo Mogu se ta-kodje aporediti i apsolatne vrednosti priraštaja za pojedi-ne sektore u tom periodu. da bi se videle razlike u diiBmici pojedinih sektora« Vizaelno se mogu kontrolisati raniji za-kljuSci o razlikama a sektorskim intervalnim proizvodnim koeficioentima? odnosno o značajjnosti razlika proizvodnih funkcija za pojedine sektore« Veoma je lako pratiti i razli- Graf 3 1200 1000 800 600 400 200 SEKTORSKE PBOIZVODNE FUNKCUE ZA JUGOSLAVIJU ( 1952-1962. ) J_____I_____I_____I_____L I I l l >oV 3O fi+ &* &> H1 H SAOBRAČAJ J_____!_____!_____1_____I_____1 1 ' 1 1 1 I 1 1 1 * 200 400 600 800 1000 1200 1400 1600 1800 2000 2200 2400 2600 2800 3000 162 ¦ ke u veličini i dinamici prosecnih proizvodnih koeficijena-ta za pojedine sektoreo Mada sada u takvom sumarnom graf iko-nu. nije moguce prikazati i prilagodjenost sektorskih proiz-vodnih. funkcija u odnosu na empiricke vrednosti9 jer $e sve te tačke prosto tehnički nemogude ucrtati, smatramo ca je i ovakvo prikazivanje samo teoretskih relacija veoma svrsisho-dno 3er pomoču n^ega ilustrujemo niz ranije analiziranih karakteristika i o&nosa«, Sada čemo ukra tko komentarisati neke karakteri-stike pojedinih sektora., Indastrija predstavlja naodinamic-niji sektor u. tom perioda? sa najvedim apsolatnim i relativ-nim prirašta jem, kako fiksnih, fondova tako i društvenog pro-izvoda« Na grafu 3 se može lepo videti da je nova vrednost fiksnitL f ondova u industriji u 1952 o godini bila manja od one a saobradajag pa I poljoprivredi, dok je u 1962O godini vec veda i od saobradaja* mada je u 1952o godini samo nešto iznad 60% ove druge« Uprkos visokoj stopi rasta fiksnih fon-dova (proseSna stopa rasta 99O)m sektor industrije iskazuje posle saobračaja i najbrži porast prose5nog proizvodnog ko-eficijenta (proae5na stopa rasta 4,3%)• Medjatinij potrebno je naglasiti da se interval-ni proizvodni koeficijent za industri^a ne može smatrati konstantnim^ tj0 da proizvodna funkcija kako je ovde defini-sana, nije lineama0 Naime, utvrdjena je signifikantna aato-korelacija odstupanja^ tako da parametri proizvodne funkcije ocenjeni metodom najmanoih kvadrata nemaju sva poželjna svoo-stva, Zbog toga proizvodna funkcija za industriju iz tabele 6 nije upotrebljiva za ekstrapolacija«, Koeficijent aatoko-relacije odstapanja iznosio je 0847?© Pomoču njega izvršena je transformacija koja o^ dala sledede nove ocene parameta-ras intervalni proizvodni koeficijenat 0?6079 sa standardnom greškom 0*0452, slobodni clan -241,4 (a originalnim vredno-stima -461,2^3^; von Neumaimov kvocient iznosi 1,58 odnosno z Za promene u. kretanjima unutar perioda vidi raniji rad /15 /. a Vidi JoJohnston /8 ,str«198/e 163. d = 1,42, u. oba slucaja autokorelacija odstupanja u tran-sformiranoj relaciji nije značajna«, Ova transformacija sma-njuje seriju za jedna godina, a i inače odnos transformira-nih varijabli predstavlja samo jedan naČin aproksimacije prosečnih proizvodnih koeficijenatao Zbog toga ce se novi parametri upotrebljavati za prognoziranje, kao i za test signifikantnosti slobodnog člana, dok 6e se ocenjene vred-nosti prosečnog proizvodnog koeficijenta aproksimirati oni-ma iz netransformirane relacije. Poljoprivreda pokazuje kroz veoma veliku vari-jabilnost proizvodnih koeficijenata i velika odstupanja od proizvodne funkcije da je a tom sektora veza izmedju proiz-voda i fiksnih fondova dosta slaba. Očito je da se u našoj poljoprivredi faktori kao što su vreme, organizacija, eko-nomska politika i problem odnosa na relaciji selo - grad toliko značajni, a u isto vreme i toliko varijabilni i neu-jednaSeni, da se neka čvrsta asocijacija izmedju proizvoda i fiksnih fondova prosto ne može zapaziti i utvrditi. Jedan od uzroka je svakako i veoma širok dijapozon tehnologije proizvodnje a poljoprivredi, tako da bi bile potrebne odgo-varaou.de studije na dosta niskom nivou agregacije da bi se dobio odgovor na pitanje kakav 6e biti efekat fiksnih fon-dova a budadnosti, Ovi podaci ukazuju. na konstantnost prosečnog proizvodnog koeficijenta, bolje reSeno, toliko su varija-bilni da ne pružaju. osnov za neki drugi odredjeniji zaklju-6ak« Jedan od nacina, koji se namede u. cilju smanoenja tog varijabiliteta, jeste uzimanje dvogodišn^ili proseka za dru-štveni proizvod, jer znamo da se proizvodnja a poljoprivre-di u proteklom periodu kretala tako da je dobroj godini sledila loša, pa opet dobra itdo Mada izgleda ovaj naSiii logičan, njime se a stvari ništa ne dobija, Ako ga prime-nimo za period 1952 - 1962^ intervalni proizvodni koefici-jent iznosi 0,4487, njegova standardna greška je jedva ne-što manja od one iz tabele 6 , ali je potoenjena, jer test akazaje na značajnu pozitivna aatokorelacija odstapanoa a 164< tom sluŠaju« Intervalni proizvodni koeficijent za poljopri-vreda bio bi svakako veči da se ovo cik-cak kretanje pol^o-privredne proizvodnje i posle 19600 godine pojavljivalo avek na višem nivou kao što je to bio slučaj od 1952«. godine nada-Ij9e Medjutim^ u poslednje tri godine perioda poljoprivred-na proizvodnja stagnira na nivou proizvodnje iz 1957« godi- ne .* Saobracaj u tom perioda pokazuje sve karakte- ristike infrastruktare a privredi koja se brže razvijao Zbog dugog veka trajanja fiksnih fondova i njihove nedeljivosti je prosečni proizvodni koeficijent veoma nizako Mada se zbog večeg iskorišdavanoa kapaclteta \x privredi koja brzo raste kao što je naša, u tom periodu vrednost prosečnog koefici-jenta brzo pove6ava9 ipak je i intervalni proizvodni koe-fieijent za saobradaj najniži od sviko Naime9 i pored toga što stopa rasta fiksnih fondova u saobračaju zaostaje za ostalim sektorimas porast fiksnih. fondova u. saobračaju za nešto više od 1/3 počet&e vrednosti a tom periodu nije bio malio Pored investicija za otklanjanje uskih grla imamo i znaSajae nove investicije sa niskim proizvodnim koeficijen- tOELo Sa druge strane, veoma velika razlika izmedja intervalnog i prosecnog proizvodnog koeficijenta, izražena u visokoj vrednosti elasticiteta^ a vezi sa visokim učešcem saobračaja u proizvodnim fiksnim fondovima akazaje na to da je sektor saobračaja znacajno uticao na porast proizvodnog koeficijenta za ceiu privreda0 Koeficijenti elasticiteta, kako proizvodnje tako i prosečnog proizvodnog koeficijenta, u saobradaju sa tako visoki da osetno diža elasticitete za privreda iznad vrednosti svih ostalih sektora© Ostalo"1* odražara ukupne odnose tri sektora koji ga saČinjavajiio Mada heterogen9 empirički agregat pokazuje dosta Svrste odnose« Gradjevinarstvo i zanatstvo, 5iji su. proizvodni koeficioenti viši nego sektora ostalo (koji je u «: Vidi nisku. vrednost intervalBOg protzvodnog koeficijenta za ta j period /15 /<> 165. odnosu na fiksne fondove nešto veči, a u. odnosu na društve-ni proizvod nešto manji nego gradjev^tiarstvo i zanatstvo zajedno), ne pokazugu zadovoljavajudtt stabilnost odnosa pro-izvoda i fiksnih fondova za posmatrani period« Obe delatno-sti su u našim prosečnim uslovima dosta radno intenzivne, u. gradjevinarstvu postoje ocigledno i veliki organizacioni problemi, a zanatstvo je privredna oblast čije ucešde kako u privrednim f iksnim f ondovima tako i u ukupnom proizvodu. stalno opada« Pored toga, i jedna i drviga delatnost pred-stavljaju područje gde su podaci dosta nesigurni kako u po-gledu obuhvata tako i u pogleda procena« Isto tako, što su manje apsolatne vrednosti, to više takvi nedostaci utiču na ocene.x To su. i razlozi da se analiza uglavnom koncen-triše na ostalo"1*, na taj naSin su i veličine za gradjevi-narstvo i zanatstvo uzete u obzir, ali zbog nepoazdaniJi oce-na zajedno sa sektorom ostalo« Utica.j strukturnih promena na dinamika globalnog proizvodnop; koef ici.jenta Ranije se ispitivao taj aticaj na osnovu empi-ričkih podataka za prva i poslednja godina perioda, ovde 60 se to uporediti sa rezultatima koji se dobijaju. na osnovu proizvodne funkcije«, Potrebno je imati u vidu da se na taj način dobijaj\x ocenjene vrednosti koje sa prilagodjene u odnosu na celu relaciju za posmatrani period za svaki sektor, pa i global, posebno<> Zbog toga suma sektorskih ocenjenili vrednosti nije jednaka ocenjenoj vrednosti iz proizvodne fun-kcije za global* Vrednosti p i p^t u tabeli 9 bide formi-rane na osnovu ocenoenih vrednosti iz sektorskih proizvodnih fiinkcija, ponderisanih sa sektor^}cim učeščem a privrednim fiksnim fondovima o Za industriju. azeta je vrednost iz netran- Zbog toga se i ne oslanjamo na transformirane relacije za ta dva sektora, jer su. ta mogacnosti greške onda još vede, Inače transf ormirane relacije da ja razliSit odgovor za gradjevinarstvo i zanatstvo, intervalni proizvodni koefi-cijent za gradjevinarstvo je veci, a za zanatstvo manoi nego u tabeli 6# .> 166, sformirane relacije0 iko bi se uzela prva vrednost iz tran-sformirane relacije, ukupna dinamika bi bila potcenjena, jer je ova poslednja serija krada za jednu godinu. Smatra Tabela 9 Strukturna komponenta i standardizovani indeks proizvodnog koef icijenta za Jugo-slaviju na bazi sektorskih proizvodnih funkcija Period 1952-1962, Ocenjene vrednosti Hipotetičke vrednosti Strukturaa komponenta Standardizirani indeks Poo 0,2363 Ptt 0,3531 h 141 sl 0,253* Pto 0,3025 Jw(L) 107,3 Xw(P) 110,1 128,0 131,4 se da vrednosti na osnovu proizvodnih funkcija u tabeli 9 bolje odražavaju odnos strukturne komponente i standardi-zovanog indeksa proizvodnog koeficijenta nego u tabeli 3 mada u ovom slučaju nekiti velikih razlika nema* Struktuma komponenta izgleda malo niža, dok je standardizirani indeks proizvodnog koeficijenta9 koji odražava efekat porasta sek-torskih. proizvodnili koef icijenata $ nešto višie Od ukupnog porasta 0,0968 uticaj intersektorskih promena ocenjen je na 0,0172 (=pQt « pQ0) odnosno, 0,0306 (=ptt - Vtoh ^ok odgo-varaju6a vrednost za intrasektorske promene iznosi 0,0662 ^= ^to " poo^ odnosno °^797 (= Ptt - Pot^ Ovde se veoma jasno vidi koliko sa apsolutni efekti na bazi ponderacije tekučeg perioda ve6i9 jer ista promena stru.ktu.re na višem nivoa sektorskih koeficijenata daje vedi apsolutni efekato To važi i za datu dinamiku, sektorskili koeficijenata kod povoljnije struktureo 167. EEZULTATI iLTERNATIVNIH METODA IZRAČUHAVANJA INTERVALNOG PROIZVODNOG KOEFICIJENTA TJ glavi IV razmatrane su. razlicite metode oce-njivanjja intervalnih koeficijenata sa teoretskog i metodo-loškog aspekta* Ovde ce biti prezentirane vrednosti inter-valnog proizvodnog koeficijenta izracunate pomocu 5 različi-tih metoda i ispitan red veličine razlika koje potiču. iz različitosti metoda izračunavanja na konkretno empiričkom materi;jalUo Ha osnova ranijih razmatranja odabrano je sle-dečih. pet metodas 1) metoda linearne proizvodae funkcije iz pret-hodnog odeljka, 2) metoda kumalativa priraštaoa, koja je ekvi-valentna izračunavanju intervalnog koefici-jenta iz vrednosti P i K za prvu i poslednju godina^ 5) lineama regresija izmedju godišnjih prira-Štaja draštvenog proizvoda i godišnjili pri-raštaja fiksnih fondova^ 4) kao pod 3) sa dodatnim uslovom da regresiona linija prolazi kroz koordinatni početak^ ta-ko da je pretpostavljena konstantnost inter-valnog proizvodnog koeficijenta, 5) prosta aritmetička sredina godišnjih vredno-sti intervalnog proizvodnog koeficijenta? Odgovarajude vrednosti prezentirane sa u tabe-li 10 . Razlika izmedja prve i drage metode zavisi samo od rasporeda prve i poslednje godine posmatranog perioda u od-nosti na ostale godine perioda, tako da taj efekat u. mnogo Semu zavisi i od izbora perioda« U celini te razlike a slu-Čaju 1952. i 1962O godine nisa velike, ali ima par sektora at Kao Što smo ranije pokazali^ metoda pod (2) predstavlja ponderisanu aritmeticku sredinu godišnjili vrednosti in-tervalnog proizvodnog koeficijenta« Tabela 10 Vrednosti iniervalnog proizvodno^ ko«ficijenta na osnovu različitih metoda izraSunavanga Jugoslavija, period 1952-1962« 00 r-i M e t o d a 1 2 3 4 5 tTkupno 0,3390 0,3268 -0,0032 0,2943 0,3591 I^rivreda 0,4789 0,4596 -0,0631 0,4274 0,4892 Industrjja 0,5631 0,5101 -0,3861 0,4767 0,5462 Poljoprivreda 0,4148 0,4917 -0,6640 0,2554 0,7940 Saobračaj 0,1747 0,1710 0,1006 0,1610 0,1887 Ostalo+ 0,9019 0,8984 C;6819 0,8548 1,2043 Gradjevinarstvo 1,6395 1,6792 2,9227 1,9240 1,7549 Zanatstro 0,7959 0,8596 -0,4714 0,5574 1,5955 Ostalo 0,7366 0,6896 0,4731 0,6406 0,7179 169. gde razlike prelaze \o% vrednosti koeficijentao Ako bismo hteli i na osnovu toliko malo slučajeva nešto zaključiti, može se reči da je treda metoda skroz nezadovoljavajuča, da Setvrta metoda daje u proseku niže, a peta metoda više vred-nosti od prve i drgge metode, koje predstavljaju kapitalne modeleo Ove su razlike u vedini slučajeva dosta velike^ cak ako se izuzmu rezaltati metode 3o Medjatimf veoma $e teško doneti neki sad koliko značaj treba dati tim razlikama kada se ima u vidu vanredno velika rarijabilnost godišnjili vred-nosti intervalnih proizvodnih koeficijenata«, U takvoj situaciji je interesantno pokušati da-ti odgovor na to pitanje na indirektan nacino Ispitacemo ka-ko pojedine nameričke ocene objašnjavaja kretanje društve-nog proizvoda kod datih fiksnih f ondova odnosno njihovili priraštaja9 tjo kolike sa relativne razlike suma kvadrata odstupanja empirickih vrednosti društvenog proizvoda od ooe-njenili vrednosti na osnovu pojedinib. metoda« U sluČaja prve metode to je -jednostavno suma kvadrata odstapanja od ocenjene regresione prave« Pošto je tu sunta kvadrata odstapanja minimalna (za lineame veze) po definicijij ona 6e poslužiti kao baza za izračunavanje koli-ko su relativno ve6e sume kvadrata odstupanja kod ostalih metoda« Kod drage metode radi se o sumi kvadrata odstapan^ od prave koja prolazi kroz K(o)2, P(o) i K(n)s P(n)» Kod osta-lih metoda ocenjene vrednosti P se formiraou na taj način što se na P(o) dodaje*" kumalativ produkta intervalnog proizvod-nog koeficijenta odgovarajuče metode i godišngeg priraštaja fiksnili fondovao Relativni odnosi suma kvadrata odstupanja empiričkih vrednosti od teoretskih za pojedine metode računa-nja intervalnog proizvodnog koeficijenta dati su u tabeli IX. Metoda 3 očigledno ne zadovoljava^ što govori u prilog našem pristupao čak ni kao metoda 49 gde je namet-nut aslov da intervalni proizvodni koeficijent bade konstan- * Kod treče metode dolazi još do davanja ili oduzimanja slobodnog člana te relacije od svih tako atvrdjenih go-dišnjih vrednostio 170. tan, kao što je to slučaj sa metodama 1, 2 i 5, ovde ne zadovoljava. Naime, ovako merena odstupanja su. u proseku barem tri puta veca nego u slučaju proizvodne funkcije, a i koncepcijski metoda korelacije godišrgih vrednosti pri-raštaja proizvoda i priraštaja fiksnih fondova ne može da se preporuči iz vec navedenih razloga« Od investicioniii modela je u ovom slučaju. još najbolja metoda 5> koja je a proseku negde na istom nivou odstupanja kao metoda 2, ali se može smatrati nepovoljnijom jer se u. nekim slačajevima pojavljuja veoma velika odstupanja, Interesantno je da je i suma kvadrata odsta-panja kod druge metod©5 metode kumulativa priraštaja, u proseka barem dva pata ve6a od sume kvadrata odstupanja od } proizvodne funkcije ocenjene pomocu najmandih. kvadrata, ma-da su razlike izmedju ocena intervalnih proizvodnih koefi-cijenta za te dve metode dosta male« To je dokaz kako je važno da sa i početni uslovi adekvatno azeti a obzir. Teško¦ Tabela 11 Relativni odnosi suma kvadrata odstupanja empiričkih vrednosti od ocenjenih za poje-dine metode računanja intervalnog proiz-vodnog koeficijenta Jogoslavioa, period 1952-1962 M e t o d a 1 2 3 4 5 Ukupno Privreda 1,00 1*00 2,45 1,88 77,75 113,32 5,15 3,61 1,33 1,16 Industrija Poljoprivreda Saobračaj Ostalo 1*00 1,00 1,00 1,00 1,83 2,78 2969 1,26 269,56 23,53 32,77 6,16 1,96 5,27 4,93 1,81 2,86 2,13 1,53 8,59 Gradjevinarstvo Zanatstvo Ostalo 1*00 1,00 1,00 1,49 4,49 2,18 7,45 39,56 17,39 2,24 9,64 4,49 1,68 6,39 1,42 171« se može reci da bi se iskljušiva apotreba metode kumulati-va kao jednostavnije sa računske strane mogla s tim oprav-dati kada se ima u vidu da u proseku barem udvostručuje rezidualnu varijansu, da ne govorimo o drugim inf ormacija-ma i proverama koje omogucuje pristap na bazi proizvodne funkcije« Kako vidimo, efekti različitih. metoda izraču-navanja nisu. zanemarj.;jivi, iako su razlike izmedju različi-tih ocena intervalnog proizvodnog koef icijenta dosta male ako se posmatraju relativno na varijacije godišnjih vred-nosti intervalnog godišnoeg koeficijenta« Graf ^ ilustri-ra to m primeru privrede« Na apscisi su nanesene godišnje vrednosti intervalnog proizvodnog koeficijenta, horizontal-ne linije pokazaja vrednost intervalnog proizvodnog koefi-cijenta za ceo perjod izračunati na osnovu metoda 1, 2, 4 i 5« Vidimo da se ove ocene za privredu dosta malo razli-kuju, a da su godišnje varijacije veoma velike0Tak© npr» granice poverenja za ^pravu vrednost intervalnog proizvod-nog koeficijenta iz proizvodne funkcije na nivou značaono-sti od 5% o,4192 < a < o?5385 ne obuhvataju ni jednu godi-šnju vrednost intervalnog proizvodnog koeficioenta<> To je posve moguce jer se a pristupa na bazi proizvodne funkcije prilagodjava društveni proizvod, dok su oceae intervalnog i prosečnog proizvodnog koeficijenta izvedene« Metoda 5> ko-ja direktno izraSunava prosecna vrednost godišnjili vredno-sti intervalnog koeficijenta* ima veoma velike standardne greške (u. ovom slučaju o,lo79) & odnosa na one iz proizvod-ne fimkcije kao i u. odnosa na sama Trednost koeficijenta0 U tom tipu grafikona su godišnje vrednosti in-tervalnih koeficijenata nacrtane u. odnosa na vrednost fik-snih fondova, a ne u odnosu na vreme. Ovakav način omoguča- va da se upotrebi i za jedna drugu. svrha, tje da se vidi da li je pretpostavka o konstantnosti intervalnog proizvod- nog koeficijenta adekvatna odnosno kako se menjaja te vred- ac Ovaj način provere apotrebio je Jo Jokanstan kod izačava-nja ponašanja troškova /9 /. Giraf 4 r-l Ak 1.2 - 57* INTERVALNI PROIZVODNI KOEPICIJENT ZA PRIVREDU ( JUGOSLAVIJA, 1952-1962. ) l ¦ 1.0 _ 59 - 1953 \ \ '" A 0.8 55 1 A 0.6 A _LJ-----i---------------------- mefoda —\—j ~\—— 0.4 \ / / V \/ 0.2 V 54 58 0 - -0.2 V 56 1 1 I i l I i 1 i 1 1 K 5200 5600 6000 6400 6800 7200 7600 8000 8400 8800 9200 173. nosti sa porastom K, koje je nezavisna varijabla u proizvod-noj funkciji« U našem slučaju fiksni fondovi rastu sa vreme-nom, tako da taj način dage skoro istu sliku kao i grafikon trenda godišnjih vrednosti intervalnog proizvodnog koefici- oentac L Graf h ukazuje na to da se može smatrati da je intervalni proizvodni koeficijent za privredu. za taj pe-riod konstantan, mada postoje velike varijacije godišngih vrednosti a prvom redu zbog kolebanja poljoprivredne proiz-vodnje« Empiricke godišnje vrednosti intervalnog proizvod-nog koeficijenta za sve sektore date su u tabeli 12 # Veli-ka varioabilnost je očiglednao Za ilastracija gornoih napo-mena veoma je pogodan sektor industrije, čije vrednosti su. prikazane na grafikonu 5 • Da nije 19610 i 19^2. godine bilo bi veoma ocito da intervalni proizvodni koeficijent za industriju pokazuje tendencija porasta i da se ne može sma-trati konstantnim, jer bi to značilo zanemarivanje tenden-cija promena unutar perioda« Proseena vrednost intervalnog koeficijenta je za period 1957-196o. barem dva pata veča ne-go za period 1952-19560 Metoda 1 ge pomocu testa signifikan-tnosti aatokorelacioe odstapanja signalizirala takvo stanje, tjo utvrdjeno je da se intei^valni proizvodni koeficijent za posmatrani period ne može smatrati konstantnim odnosno da proizvodna funkcija nije linearnao Drugim rečima, sa stano-višta lineame proizvodne fumkcije u tom periodu je nastala znacajna promena tendencije, tj* promena parametara proiz-vodne funkcijeo Ostale metode prosto izracunavaju vrednost intervalnog proizvodnog koeficijenta za period pod pretpo-stavkom da je konstantan bez da tu pretpostavku i provere, tQ* bilo da je to svrsishodno \i konkretnom slučaju ili ne. Na osnovu empiričkih godišnoili vrednosti in-tervalnih proizvodnih koeficijenata iz tabele 12 mogu se doneti i nekizakloučci o znača^nosti razlika sektorskih in~ tervalnih koeficigenata koji če poslužiti kao jedan dodatni izvor infonaacioa po pitanja sektorske determiniranosti pro-izvodnih koeficioenata, \i ovom slnčaju, intervalnih. Zbog velikih varijacija godišnjili vrednosti veoma je teško done- Tabela 12 Godišnje vrednosti intervalnog proizvodnog koeficijenta za Jugoslaviju r-l Ukupno Privreda Industr* Poljopr. Saobrac* Ostalo+ Gradaev. Zanatst. Ostalo 1953. 0,735 0,860 0,224 6,740 0,311 3,970 4,167 6,111 0,000 1954* 0,150 0,188 0,371 -2,418 0,198 2,020 1,895 4,739 1,229 1955. 0,545 0,732 0,464 2,928 0,327 0,595 -1,769 0,929 1,312 1956« -0,163 -0,210 0,344 -3,753 0,049 -0,717 -8,522 0,333 0,115 1957. 0,943 1,266 0,851 4,464 0,221 1,645 10,500 1,429 1,176 1958. 0,122 0,175 0,721 -1,251 0,142 0,581 0,263 0,927 0,602 1959. 0,645 0,971 0,831 2,124 0,184 1,249 2,400 0,442 1,037 1960. 0,261 0,375 0,943 -0,800 0,282 1,204 3,518 0,540 0,889 1961. 0,190 0,279 0,322 -0,132 0,067 1,135 3,988 0,756 0,511 1962, 0,163 0,256 0,391 0,040 0,105 0,363 1,110 -0,250 0,309 Graf 5 AP (— INTERVALNI PROIZVODNI KOEPICIJENT ZA INDUSTRIJU AK 1.0 — ( JUGOSLAVXJA, 1952-1962. i 60 57 / \ 0.8 - 1 >^ >^59 \ — / ^^ / 58 \ \ m e t o d a 0.6 - / \ ss / \ 0.4 — 54^X" ,__^1962 / 56 61 0.2 - 1953 1 1 l 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 o -y 1000 1200 1400 1600 1800 2000 2200 2400 2600 2800 3000 \ f-1 o 3200 3400 176. ti neki odredjeni sud«, Kako apsolutni tako i relativni sek-torski intervalni koeficijenti toliko su varijabilni da je veoma teško utvrditi koja bi vrednost predstavljala neka nor-malnu. vrednost, situacija je dijametralno suprotna onoj kod sektorskih prosečnili proizvodnih koeficijenata gde su bili odnosi toliko jasni da sa odgovarajadi testovi bili prika-zani i primenjeni samo zbog ilustracije i težnje da se meto-dološka problematika što više sakupi u jednoj glavi. Ovde ;je npr. Kendallov test saglasnosti nesignifikantan u slača-j\x Setiri velika sektora. Zbog naizmenično veoma visokih po-zitivnih i visokih negativnih vrednosti intervalnog koefici-jenta za poljoprivreda ne pokazaje se znaSajna saglasnost izmedju rangiranja sektorskih intervalnih koeficijenata u pojedinim godinama perioda« Medjutim, ukoliko se izostavi poljoprivreda, rangiranje godišnjih vrednosti za indastrija, saobracaj i ostalo+ slaže se sa ranijim zaključcima. Isto tako, vrednosti relativnih intervalnih ko-eficijenata sa toliko varijabilne, čak i negativne, da nema mnogo smisla raditi sa njima. Kraskal-Wallisov test za apso-lutne vrednosti, koji ovde testira znacajnost razlika sekto-rskih intervalnih koeficijenata bez obzira na raspored unu-tar perioda, pokazaje da su razlike značajne« Ukratko, ispi-tivanje odnosa medju empirickim sektorskim vrednostima in-. tervalnih proizvodnih koeficijenata nije ukazalo na neke no-ve momente ko;ji bi bili u suprotnosti sa ranijim zakljačci-ma. Pokazalo se, medjutim, da je zbog velikih varijacija go-dišnjih vrednosti veoma teško odbacivati alternativne hipo-teze i izdvajati neke tendencije i zakonitosti« I sa te stra-ne se metodološki pristup na bazi proizvodne funkcije poka-zao efikasnijim. Na kraju, pomoda grafova kao što su grafikoni ^ i 5 može se vizuelno ispitati odnos godišnoih vredno-sti intei^valnog proizvodnog koef icijjenta i vrednosti fiks-nih fondova odnosno vremena« Smatramo da je svrsishodno da se ovaj aspekat rigoroznije ispita testiranjem znaSajnosti trenda godišnjih vrednosti intervalnog proizvodnog koefi-cijenta. I ovde čemo upotrebiti Kendallov test korelacije 177 <» rangova, kao što smo to ucinili u slučaju prosečnog proiz-vodnog koeficijenta* Svrha ovog neparametarskog testa nije samo u tome da se utvrdi da li je trend intervalnog koefi-cijenta znaSajan ili ne kao jedna posebna informacijao Na~ ime, on služi pre svega kao jedan naSin proveravanja zaklju-čaka i pretpostavki u vezi sa proizvodnom funkcijomo Ukoli-ko je trend godišnjih intervalnih proizvodnih koeficijenata signifikantan, onda to ukazaje da linearna proizvodna funk-cija verovatno ne predstavlja adekvatno stroktarnu specifi~ kacijiu Odnosno, u takvim slaSajevima se može ocekivati da 6e odgovarajadi testovi pokazati značajnu aatokorelacija odstapanja od regresione linije« Tabela 13 Vrednost S za signifikantnost trenda godišnjih vrednosti intervalnog pro-3x»xpsn ): izvodnog koef ici jenta Jugoslavija, 1953-1962 Ukupno -7 Privreda -3 Industrija 13 Poljoprivreda -3 Saobra6aj -15 Ostalo^ -19 Gradjevinarstvo 3+^ Zanatstvo -27** Ostalo -9 ++ Trend znaSajan na nivou 1% Jedino je trend intervalnog koeficijenta a zanatstva znafiajanj u svim ostalim sektorima kao i u globa-lu trend nlje značajan na nivou signifikantnosti 5%« Dakle, što se tice rezultata ovog testa, jedino se za zanatstvo može reči da je pretpostavka konstantno intervalnog proiz-vodnog koeficijenta neadekvatna« Za zanatstvo se taj za-kljačak podudara sa onim koji je donet na osnovu proizvod-ne funkcijeo Medjutim, ranije smo videli da je aatokorelaci-Ja odstapanja značajna i u industriji i gradjevinarstva, ta-ko da možemo zakljačiti da se u ovom slaSaju pristup na os-novu. proizvodne funkcije pokazao efikasnim i u. izdvajanju slu^^eva gde intervalni proizvodni koeficijenat značajno varira unutar perioda« 178o B* KOMPARATIVNA ANALIZA PROIZVODNIH KOEFI-CIJMATA ZA JUGOSLAVIJU I EEPUBLIKB (1952-1962) UKUPNI PROIZVODNI KOEFICIJBNT Agregat se "akapno" razlikuje od agregata priv-reda utoliko što se ovde kod fiksnih fondova uzimaju \x obzir kako fiksni fondovi u proizvodnoo tako i a neproizvodnoj sfe-ri. Pošto se kod nas kod kompilacije društvenog proizvoda azimaju u obzir samo one delatnosti koje su klasifikovane kao proizvodne9 društveni proizvod koji stavljamo u. odnos sa fiksnim fondovima je a oba slučaja isti« Prema tome, kako prosečni tako i intervalni proizvodni koeficijenti za "ukup-no!t 6e biti uvek manji od odgovaraoudih za privredu i to obrnuto proporcionalno učeš6a proizvodnih fiksnih f ondova a ukupnim fiksnim fondovima9 odnosno učešču priraštaja privred-nih. f iksnih fondova u. akupnom Driraštaja, Medjatim, cinjenica da neke delatnosti nisa klasi-fikovane kao proizvodne svakako ne znači da su te delatnosti nekorisne i kao takve nepotrebneo Jasno je da su fiksni fon-dovi stambene i komanalne delatnosti, zdravstva, prosvete i kalture, aprave itdo neophodni i da predstavljaju veoma va-žan elemenat nivoa životnog standarda« Usluge koje oni pru-žaju ili omogačavaja konkorentne sa proizvodima ili aslugama proizvodnih delatnosti u smislu potreba za angažovanjem draš-tvenih resarsa, dok su. sa' stanovišta zadovoljenja ljudskih potreba obično komplementarne. Stoga je očito da je rezonira-nje da je poželjno što ve6e acešde privrede a fiksnlm fondo-vima ili zaposlenosti zbog toga što $e tako proizvodni koefi-cijent ili produktivnost rada viša u principu pogrešno jer optimalan odnos zavisi od mogučnosti i preferencija draštva, mada time, naravno, nije rečeno da povedavanje ucešca proiz-vodnili f iksnih f ondova u odredjenim fazama privrednog razvo-ja i do odredjene granice nije potrebno ili čak neophodno da bi se taj optimum postigao« Pored toga9 adekvatna snabdevenost uslugama ne-proizvodne sfere može značiti jedan veoma važan indirektan način obezbedjivanja visoke efikasncsti u proizvodnoj sferi kroz poboljšanoe kvaliteta proizvodnih. faktora a toj oblasti &f;-. 179. i orijentaciju. na intenzivan način prlvredjivanja« Iratko-ro6no to je pre sirega uticaj preko čoveka kao organizatora 1 nosioca proizvodnje u smislu njegovog zalaganja 1 obezbe-djivanja n^egove sposobnosti za rad, dok se dugoro&nl aspekti ogledaju. pre svega u. obrazovanju kao poboljšanju. kvaliteta ljudskog faktora i preko toga u iznalaženju novih metoda proizvodnje i kvalitetnijih materijalnih faktora proizvodnje. Isto tako5 institacionalni sistem kao društvena organizaci-ja prolzvodnje igra u. tom smislu veoma značajnu ulogu. Nop kako sa vremenskl razmaci izmedju ulaganja i rezaltata po-gotova a obrazovanja veoma dogi, teško je redi da li razli-ke a prose5nlm proizvodnim koeficljentima, ceteris paribas, znače orijentaciju na trenutno viši nlvo životnog standarda, 1X1 adekvatnija dagoročna politika9 111 razllke a efikasnos-tl Iskorlšdavanja fiksnih fondova« U poredjjenja sa odgovarajudim proizvodnim koe-ficljentima za zapadne zemlje su okapnl proizvodni koefici-jenti za Jagoalavlja potcenjenl zbog razlika u. obuhvata društvenog proizvoda«, Medjutim^ kod uporedjivanja odgovara-judlh koeficl^enata za pojedlne republike je ovaj problem, kao 1 problem relativnlh cena Izbegnate Analiza proizvodnib. koefioijenata za "ukapno" treba da da približna sliku odno-sa izmedju avih aloženih flksnlh fondova9 tj0 onlh direktno angažovanih \x privredi i onih u neproizvodnoj sferi koji in-dlrektno utiSu. na proizvodnja a privredi^ i draštvenog pro-Izvoda prlvredee Odnosno9 za poatizavanje odredjenog druš-tvenog proizvoda nije dovoljno ulagati samo u privreda ved su ta ulaganja u toka privrednog 1 draštvenog razvoja neiz-bežno pradena 1 ulaganjima u. neproizvodnu sferu draštvene delatnostl« Ako se planiraju potrebne Investlclje pretežno samo na osnovu privrednih. sektoraP zahtevi da se podmire 1 potrebe na druglm područjlma obicno dovode do toga da stopa akumalaoije preraste željene okvlre, nastaja mnogi problemi a vezi sa obezbedjivanjem redovnog finansiranja Izgradnje pojedinih objekata 1 mnogl nedovršeni objektl snlžavaja ka-ko eflkasnost u investicionoj sferl delatnostl tako 1 efl-kasnost upotrebe društvenih resursa aopšte« Naravno, svakako fabela u BroseSni proizvodni koeficijenti na bazl ukapnih. fiksnih fondova ( po republikama) o oo r-i Jugosla— vi;ja Srbija Hrvatska Slovenija BiH Makedonija Crna Gora 1952 0,1277 0,1247 0,1151 0,1282 0,1654 0,1458 0,1101 1953 05146l 0,1534 0,1289 0,1351 0,1754 0,1713 0,1199 1954 0,1462 0,1448 0,1367 0,1494 0,1652 0,1680 0,1147 1955 0,1608 0,1622 0,1511 0,1604 0,1770 0,1845 0,1227 1956 0,1494 0?1493 0,1416 0,1551 0,1558 0,1751 0,1165 1957 0,1768 0,1915 0,1643 0,1685 0,1792 0,1893 0,1263 1958 0,1746 0,1788 0,1648 0,1803 0,1793 0,1979 0,1133 1959 0,1948 0,2182 0,1735 0,1842 0,2043 0,1953 0,1182 1960 0,1980 0,2093 0,1825 0,1981 0,2098 0,2004 0,1229 1961 0,1976 0,2016 0,1864 0,2051 0,2105 0,1953 0,1460 i 1962 0,1957 0,2026 0,1845 0,2056 0,2031 0,1912 0,1387 181 o se može očekivati da 6e proizvodne funkcije na bazi ukupnih fiksnih fondova slabije opisivati kretanje društvenog pro-izvoda privrede nego one na osnovu f iksnlfa. f ondova same priv-rede9 ali je iz gornjih razloga svrsishodno ispitati i ovaj odnoso ProseSni ukupni proizvodni koeficijenti po repu~ blikama su. dosta slicnic, jedino Crna Gora pokazuje osetno niže vrednostic Pošto se ovde9 u odnosu na proizvodne koefi-cijente za privrediis, proizvodni koeficijenti za pojedine republike dodatno razlikuju samo što se tiče učešča proiz-vodnib. fiksnih fondova u ukupnim fiksnim fondovima9 ovi sa odnosi veoma slični onima za privreda« Zbog toga 6e ovde bi-ti akcenat više na nnim karakteristikama koje su različite od onih za privredu9 gde su proizvodni koeficijenti inače detaljnide obradjenio Najviše vrednosti ukupnog proizvodnog koefici-jenta sa one u. BiH i Makedoniji, nešto niže a Srbiji.i Slo-venlji koje sa veoma blizu proseka^ niže od toga su. pne u Hrvatskojp dok sa vrednosti za Crnu Gorti opet osetno niže od drugiho Na kraju perioda su razlike izmedja prvih. pet repablika veoma male9 Hrvatska odstupa za 6% naniže^, a Slo-venija za 5% naviše od odgovarajude vrednosti za Jiigoslavioiio Za razlika od privredej, rastači trend prosečnog proizvodnog koeficijenta je prema Kendallovom testa znaSajan u svim republikama9 dakle9 takodje u. Makedoniji i Grnoj Go-ri« Nalme9 a ovom razdoblja oe a svim repablikama raslo ačešde fiksnih fondova u ukupnim fiksnim fondovima (yidi tabelu22)8 a ponajviše baš u Makedoniji i Crnoj Gori«, Kada se ova tendencija koja delaje a pravcu povtšanja prosečnog akapnog proizvodnog koeficijenta doda kretanjima u privredis porast proizvodnog koeficijenta osetan je u svim repablikama. Zbog malih razlika izmed^u. vrednosti za pojedine repizblike uprkos malog broja posmatranja niz regresija vred-nosti f iksnih. f ondova i draštvenog proizvoda republika za svaku pojedinu godina takodje veoma dobro aproksimira, trend proseSnog proizvodnog koeficijenta za Jugoslavi;ju9 $ev su odstupanja u pojedinim godinama uglavnom posledica opš$ih 182« ; Tabela 15. Ukupni proizvodni koeficijenti fiksnib. fondova za Jugoslaviju. (po godinama) Vremenski presek - republike Godina Koeficijent Standardna Slobodan Koeficijent nagiba greška clan korelacije a SBo b r a 1952. 0,1176 0,0077 +15,3 0,991 1953. 0,1424 0,0112 + 5,6 0,988 0,1398 0,0054 +10,3 0,997 1955. 0,1567 0,0059 + 6,9 0,997 1956. 0,1452 0,0044 + 7,4 0,998 1957. 0,1840 0,0106 -12,5 0,993 1958. 0,1742 0,0064 + 0,8 0,997 1959. 0,2070 0,0170 -23,4 0,987 1960 o 0,2028 0,0105 -10,5 0,995 1961. 0,1978 0,0070 - 0,6 0,997 1962. 0,1991 0,0076 - 7,0 0,997 faktora koji su delovali u svim republikama0 Slobodan član je neznatan i nije značajno razliSit od nule, te pokazaje da su u. prvom delu perioda vrednosti u vedim repablikama bile nešto manje, dok se u drugom delu perioda ovo ne zapa-ža više. Proizvodae funkci.ie na bazi okapnih fiksnih f ondova Rezultati dobijeni na osnovu proizvodnih funkci-ja na bazi ukupnih fiksnih. fondova sa poeve zadovoljavajuči. Koeficijenti linearne korelacije sa visoki u svim slučaje-vima, pretpostavka o konstantnom intervalnom proizvodnom koeficijentu je takodje na mestu jer ni u jednom slučaja testovi autokorelacije odstupanja ne ukazuju na suprotno. Slobodan član je negatlvan i značajan u svim repablikama, tako da je raniji zakljucak o porastu proseS-nog ukapnog proizvodnog koeficijenta potvrdjen i ovim. re-zultatima. Tabela 16 Proizvodna funkoija na bazi ukupnih fiksnih fondova (za Jugoslaviju i po republikama) Tremenska serija 1952-1962 Interval- C!4~ *3 vi/^ *a ~r&— Eoefici Uurbin- Von ITeu Proseč* prois •koefic* ni proiz« O t valnog proizvodnog koeficijenta« Pošto sa neproizvodni fik-sni fondovi rasli osetno sporije od privrednih fIksnih fon-dova, prosečna stopa rasta akapnih fiksnih fondova je tako-dje niža, tako da je rastu6i trend ukupnog prosečnog proiz-vodnog koeficijenta zna6adan a svim repablikama« Ova^ je, trend izrazitiji u razvijenijim republikama, uz visoke sto-pe rasta društvenog proizvoda u svim republikama porast ka-ko privrednih tako i neproizvodnih. f iksnih f ondova bio je osetno viši u manje razvijenim repablikama* Intervalni proizvodni koeficijent za^ukapno^a razvijenijlm republikama je viši od proizvodnog koeficijen-ta za BiH i Makedoniju, dok je odgovarajadi koeficijent za Crna Gora osetno niži. Pošto su prosečni proizvodni koefi-cijenti veoma slični, sa izuzetkom Crne Gore, razvijenije repablike takodje ispoljavaja više vrednosti elasticiteta proizvodnje u odnosu. na fiksne fondove, Ove sa rezlike pre svega rezultat odnosa u privredi koje 6emo detaljnije ana- lizirati u slededem odeljka« 189. PRITOEDA Za posmatrani period karakteristišan je brzi rast privrede uz veoma značajne promene rgene strukture« Specifične karakteristike privrednih kretanja u. pooedinim sektorima ili republikama obradjene su na drugom mestcu Ovde čemo se ograniSiti na prikaz kretanja proizvodnih koeficije-nata za agregat koji obuhvata ranije definisane proizvodne sektore0 Zbog toga je za ovaj pi?oizvodni koeficijenat upot-rebljavan i termin globalni proizvodni koeficijent« Kao što se moglo očekivati na osnovu kretanja u pojedinim komponentama9 tje sektorima9 prosečni proizvodni koeficijent za privredu ispoljava prema Kendallovom testu značaijan porast a svim repablikama csim Makedonije i Grna Gore«, U razvijenijim repablikama industrija^ saobračaj i sektor ostalo pokazuja znača^no rastaci trend odgovaraja-čeg proizvodnog koef icijentaj) dok je nešto niži porast u. BiH posledica toga što ova tendencija ovde nije ispoljena i a sektora ostalo o U Makedoniji i Grnoo Gori 5®&irLO proiz-vodni koeficioent za saobradao značaono raste9 što nije do-voljno da bl rastuči trend bio zna^ajan i za celu privredu* Potrebno oe istadi da prosečni proizvodni koeficijenti kako za celu privreda tako I za svaki od četiri sektora pooedinač-no a posmatranom periodu. a svim republikama ili rastu ili su približno konstantnij, dok se ni \i jednom slucaju ne pojav-ljuje značajna tendencija smanjenoa© Interesantno je pokušati razdvojiti razlike izme-dja vrednosti prosecnih proizvodnih koeficijenata za priv-reda (u tabeli 18 ) na razlike a sektorskoj struktari poje« dinila repablika i na razllke koj© proisticu iz razlicitih vrednosti sektorskih. proizvodnih koeficijenata« Ovo razdva« x Naravnog samo što se tiče podele na ovde definisana Četiri sektoraj, razlike a strukturi unatar tih agregata pojavlja-ja se kao razlike \x vrednosti sektorskih proizvodnih koe-ficijenata0 Tabela 18 o r-l ProseSni proizvodni koeficijenti fiksnih fondova za privredu (po republikama) Jugoslavi— Srbija Hrvatska Slovenija BiH Makedo— nija Crna Grora 1952* 0,2282 0,2342 0,2121 0,2112 0,2584 0,2762 0,2030 1953. 0,2569 0,2838 0,2344 0,2212 0,2670 0,3182 0,2159 1954. 0,2537 0,2652 0,2456 0,2426 0,2471 0,3035 0,2004 1955. 0,2762 0,2943 0,2687 0,2579 0,2616 0,3287 0,2088 1956. 0,2537 0,2682 0,2490 0,2472 0,2281 0,3070 0,1934 1957. 0,2973 0,3405 0,2860 0,2679 0,2608 0,3270 0,2043 1958. 0,2917 0,3149 0,2847 0,2860 0,2606 0,3387 0,1796 1959. 0,3240 0,3813 0,2982 0,2917 0,2978 0,3306 0,1846 1960. 0,3268 0,3610 0,3112 0,3132 0,3057 0,3360 0,1892 1961. 0,3239 0,3444 0,3154 0,3243 0,3065 0,3236 0,2193 1962. 0,3201 0,3448 0,3110 0,3262 0,2967 0,3136 0,2052 1 191. janje vrši se na nacin analogan načinu. za izračunavan;je indekaa struktume komponente i standardizovanog indeksa glo-balnog proizvodnog koeficioenta kod promena sektorske struk-ture i aektorskih proizvodnih koeficijenata u vrement*. Razlika 30 u tome Što se ovde uporedjenje vrši za isti vremenski momenat odnosno period^ a uporedjuju se vrednostl za Jugoslaviju. u. celinl sa odgovarajučim vrednos-tima za pojedlne republike«, Hipotetički agregati koji se ov-de formiraja sa pj^ (kakva bi bila vrednost proizvodnog ko-efioijenta za privreda ako bi se kombinorali sektorski pro-izvodni koeficijenti za Jugoelavija u, oelini aa sektorskom strukturom j-te repablike) i p*j (proizvodni koefici^ent sa vrednostima aektorskili proizvodnih koeficloenata j-te repub-like i jugoslovenskom sektorskom stroktorom privrede)« Slična je takodje I interpretacija indeksa od~ nosa tih agregata© Tako I^ pokazaje koliko je globalni pro-izvodni koeficijent za j-ta republiku ve6i od globalnog pro-izvodnog koefici^enta za Jugoslavija a celini* Iw(j) i i ,TS = 2&- i fJ., = ~hi- xpCJ) pw Vd) pJd ^wC1) P01^211^ ^s 11 je eektorska struktura fiksnih fondova j-te repablike povoljnlja 111 ne od one za Jogoslaviju u, ce-linig s tim da se u prroni slučaja ponderi sektorakl prolz-vodni koeficioenti za Jagoslavija^ a \x drugom za dotičnu. re-pablikUo ^tsCj) 1 ^(-o oznaSavaja odnos globalnog proizvod-nog koeficijenta za j-tu republika i onog za Jugoslavlju u cellni ukoliko bl blla sektorska struktura fiksnih fondova standardisovanao U prvom sluSaju je standard jugoslovenska Prvi indeks odnosi se^ kao 1 ranijep na sektorske prolz-vodne koeficijentej, a dragl na aektorsku struktaru priv-rede« Tako pTT osna5ava globalni proizvodni koeflcijent za Jagoslavi^Uj, a p4« globalnl proizvodni koeficijent za j»ta repablikUo M Tabela 19 CTv Eazlike u strukturi i sektorskim proseSnim proizvodnim koeficijentima izmedju pojedinih. republika i Jugoslavije u celini ProsecSne vrednosti za period 1952-1962» JP(J) xpO) Srbija 0,3218 110,0 0,3002 0,3150 102,6 102,1 107,7 107,2 Hrvatska 0,2791 95,4 0,2747 0,2978 93,9 93,7 101 f 8 101,6 Slovenija 0,2760 94,4 0,2864 0,2715 97,9 101,7 92,8 96,4 BiH 0,2749 94,0 0,3121 0,2770 106,7 99,3 94,7 88,1 Makedonija 0,3187 109,0 0,3046 0,3080 104,1 103,5 105,3 104,6 Grna G-ora O,2O15; 68,9 0,2908 0,2093 99,4 96,3 71,6 69,3 P JJ - 0,2925 J = Jugoslavija 3 -"1*2 t «j • odgovara ju6a republika 193. a u drugom republička struktura fiksnih fondova* Drugim re-Sima, ovim indikatorom je dat sumarni odnos razlika u. sektor-skim proizvodnim koeficijentima jer je uticaj različitiii struktara eliminisan«, Tabelal9 daje 0dg0vara3u.de vrednosti za prosek perioda, dok sa a tabeli^O dati rezultati za 1952O i 1962. godinu na bazi vrednosti iz sektorskih proizvodnih. f unkci;ja» Radi ilustracije su u prilogu (tabelaV-40 dati i rezultati na osnova empiričkih vrednosti za 195^© i 1962e godinuu Zaključci sa sli5ni» Analiziraouči godišnje vrednosti proseč-nih proizvodnih. koeficijenata za privreda u tabeli 18 dolazi-mo do zaključka ^a grapa sa nešto višim prednostima 6ine Srbija i Makedonijas zatim Hrvatska9 Slovenija i BiH, dok se Cma Gora po nižim vrednostima razlikaje i od ovilu Ova^ utisak, dobijen rangiranjem po godinainaj potvrdjaju vrednos-ti Ij kcge se odnose na prosečne vrednosti za ceo period«, Osim za Crna Goras odstuparga su do 10% naviše i do 6% naniže« Interesantno je da Srbija i Makedonija pokazuju kako povolonija straktura tako i više sektorske proizvodne koeficijente« Osetnige nepovoljnioa struktura ima jedino Hrvatska^ dok a Slavenijij BiH i Grnoo Gori azrok nižcg vred-nosti globalnog proizvodnog koeficijenta treba tražiti u ¦vrednostima sektorskih proizvodnih. koeficijenata« U Sloveni-ji vrednost za poljoprivredu i delimično za saobradaj oset-nije odstupaja naniže od odgovaraju.6ili sektorskih vrednosti za drage repablike odnosno od vrednosti za Jagoslaviju u. celinie U BiH i Omoj Gori sa to industrija i sektor ostalo« Ako pogledamo odgovarajade vrednosti za početak i kraj perioda da bismo videli i promene a toku perioda, u nekim slučajevima se mogu zapaziti osetne razlike^ Na počet-ku perioda ima daleko naoviši globalni proizvodni koefieijent Makedonija i sva ta razlika je praktično rezaltat viših vrednosti sektorskih proizvodnih koefieijenata« Srbija, Hi>-vatska i BiH pokazuju približno isti odnos kao i ranije« x Vidi tabela SL-1 u prilogu« Tabela 20 Razlike u strukturi i sektorskim proseSnim proizvodnim koeficijentima izmedju pcgedinih republika i Jugoslavije u celini Za 1952«i 1962, godinu na bazi sektorskih proizvodnih. funkcioa i-i pJd p XP(J) 1952 • Srbija Hrvatsia Slov enija BiH Makedoniga Crna Gora*- 0,2673 0,2235 0,2042 0,2241 0,2984 0,2126 113,1 94,6 86,4 94,8 126,3 90,0 0,2503 0,2245 0,2212 0,2425 0,2419 0,2435 092538 0,2347 0,2066 0,2304 0,3010 0,2089 105,9 95,0 93,6 102,6 102,4 103,1 105,3 95,3 98,8 97,2 99,1 101,7 107,4 99,1 87,5 97,5 127,4 88,4 106,8 99,6 92,3 92,4 123,3 87,3 Pjj = 0?2363 1962 • Srbija Itrvatska Slovenija BiH Makedonija Crna Gora 0,3689 0,3228 0,3262 0,3026 0,3278 0,2186 110,8 96,9 97*9 90,8 98,4 65,6 0,3388 0,3122 0,3309 0,3571 0,3485 0,3290 0,3652 0,3456 0,3191 0,3060 0,3132 0,2355 101,7 93,7 99,3 107,2 104,2 98,8 101,0 93,4 102,2 98,9 104,7 92,8 109,6 103,7 95,8 91,9 94,3 70,7 108,9 103,4 98,5 84,7 94,1 66,5 Pjj - O»?331 Vrediiost za industri^u ocenjena na osnovu funkoija za potperiode. 195 o Interesantno je da Slovenija na početku perioda pokazuje najnižu vrednost globalnog proizvodnog koeficijenta (cak ni-žu od Crne Gore)s koja je delimicno rezultat nepovoljnije strukture* a više niskih. vrednosti proizvodnih koefidijena-ta za poljoprivredu. i saobradaj a Slovenijio Standardizova-ni indeks globalnog proizvodnog koeficijenta je ipak najni-ži u Crnoj Gorij ali se a 1952e godini jedino proizvodni ko-eficijent a saobračaju pokazuje osetno nižim od odgovaraju-6ih. vrednosti za drage republike* Zbog razlika u. dinamici prosečnih sekAorskih proizvodnih koeficijenata izmedju nekih republika kao i različitili strukturnih promena u 1962o godini situacija je osetno izmenoenao Sada je jedino vrednost globalnog proizvodnog koeficijenta za Srbiju veca od one za Jugoslaviju^ dok su. 5oj vrednosti za Makedonijiij Slovenija i Hrvatsku več veoma bliske« Zbog odsustva porasta sektorskih proizvodnih koefi-cijenata, sa izuzetkom saobračaja, globalni proizvodni koe-ficijent za Crnu Gora je relativno opao na priblišno dve trecine vrednosti za Jugoslaviju \x celini« U Srbiji je straktara još uvek nešto povoljnija, ali je viša vrednost proizvodnog koeficijenta ovde praktično rezultat viših sekcorskih proizvodnih koeficijenata9 od ko-jih se najviše izdvaja od drogih onaj za sektor ostalo"1*« U Hrvatskoj^ gde je standardizovani indeks takodje veči od loo zbog visoke vrednosti proizvodnog koeficijeiita a indas-triji^ struktura se i dalje pokazaje kao najnepovolonija zbog visokog a^ešda saobracajao U ostalim repablikama sa standardizovani indeksi manji od loo9 u Sloveniji zbog nižili vrednosti proizvodnih koeficioenata a poljoprivredi i deli-mično saobra6ajasu Makedonioi \x industriji i sektoru ostalo. 3C Nepovoljna struktara u odnosa na Jugoslaviju a celini ogle-da se u višem ucešdu. saobradaja i nižem ačešdu poljoprivre-de u Slovenioio Nairne, treba imati u vidu da je a 1952© godini a Jugoslaviji proizvodni koeficijent za poljopriv-redu. veči od onoga za industriju, što nije slačaj a Slo-veniji«, 196 o Vrednost za sektor ostalo je uopšte niža a svim manje raz« vijenim repablikama, osetnije nižcg vrednosti indeksa dopri-nosi u BiH I u. Crnoj Gori još industrija9 s tim da je vred-nost za industriju. a Crnoj G-orij delimično zbog neaktivira-nih. investicija, toliko niža da je zbog toga i globalni pro-izvodni koeficijent van proporcija sa onima za druge repub-like« Sektorska straktura fiksnih fondova je a 1962 o godini povoljnija i a Makedoniji, dok zaključci za Sloveni-ju i BiH zavise od primenjene ponderacijeo U BiH je prosecni proizvodni koeficijent za poljoprivreda pa i za saobračaj vx= ši, tako da ponderacija sa njtma daje indeks struktarnih ra« zalika niži od 1009 dok kod ponderacije sa jugoslovenskim proizvodnim koeficijentima veoma visok koeficijent za indus-trija a vezi sa visokim učeščem indastrije u. fiksnim f ondo-vima BiH pokazuje sektorsku straktara BiH kao veoma povoljnu, U slačaou Slovenije iz sličnih razloga alternativne pondera-cije daju. obrnati redosled«, Dakle, a slačaoevima gde se ne-ki sektorski proizvodni koeficijenti iz specifičnlb. razloga osetno razlikuju od vrednosti za Jugoslaviju primena samo jednog sistema ponderacije ne bi omogučila da se adekvatno prikaže uticaj razlika u strokturi* Moglo bi se reci da sa globalni proizvodni koe« ficijenti za repablike9 sa izuzetkom Crne Gorej, \i 1962« go-dini a celini sliSnioi nego ranije«, Kao republika sa nepo-voljnioom strukturom izdvaja se Hrvatska i delimicno Crna Gora5 ali strukturne razlike što se tice ova četiri sektpra ipak nisu velikeo Vede sa razlike u sektorskim proizvodnim koeficigentima čiji sa sumarni izraz indeksi IvjfT) i ^rjCi)^ mada i te razlike nisu toliko velike da se ne bi moglo govo-riti o istom redu veličina« Jedino je vrednost za Crnu Goru osetno niža<> Ove vrednosti predstavljaju kako razlike u strukturi unutar ovde definisanih sektora tako i razlike a drugim faktorima koji utica na vrednost sektorskih proizvod« nih koeficijenata po republikama« Jedan od tih faktora je udeo investicija u toka u fiksnim fondovima na licu. mestao Na osnova informacija ko- 197 o je nam pruža tabelaV^la priloga može se konstatovati da pro-izvodni koeficijenti na bazi aktiviranih f iksnih fondova ne bi bili mnogo viši po sektorima osim a slačaja indastrije« Zbog toga 6emo ovag efekat detaljaije obraditi za sektor in» dustrijej, za privredu, procenat investicija u toka u. novoo vrednosti fiksnih fondova u Jugoslaviji iznosi a 1963«. godi-ni 5j)l%o Od republika je osetno veči jedino a Crnoj Gori gde iznosi 16%o Ukoliko primenimo taj odnos na yrednosti za 19^2o godina9 prosecni proizvodni koeficijent za privreda na bazi aktiviranih fiksnih fondoTa iznosio bi a Jagoslaviji O83373» a u. Crnoj Gori 0p2443o Indeks I. bi se time povecao na ?2^0 j Mada je veci adeo investicija n toka u.privredi Cme Gore svakako jedan od faktora koji utice na niša vrednost proiz« vodnog koeficioenta za tu. republiku on objašnoava samo j^^a^a manji deo te razlikeo Prolzvodne fiiokcije_za--pglvredu. Proizvodne funkcije na bazi f iksnih f ondova za privreda Jugoslavije i repabllka pokaza^ja visok stepen poaz« danostio Svi koeficijenti korelacije su. visoki9 takodje i aatokorelacija odstupaDja nige znacajnao Oiro poslednje Taži za sve slucajeve akoliko primenimo von Neam.ann.oY test9 dok su prema--Theil«Nagarovtoj aproksimacioi odstupanja za BiH znacajno autokoreliranao Darbin-Watsonov test za slucaj BiH ne daj© odredjen sud«, Može se zaključiti da uprkos odred^e-nim dragačijira. tendencijama u, nekim sektorima po repablikama proizvodne funkcije za privredu daju posve zadovoljavajace rezaltate i moga se smatrati linearninio Raspored odstupanoa od regresionili pravih jasno pokazaje atioaj godišnjih varioacija poljoprivredne proiz-vodnje^ koje sa ublažene odnosno pojacavane pre svega karak-teristicnim kretanjem a indastriji© Ipak2 i ovde se može za~ paziti da sa vrednosti za repablike u pojediniia. godinama u. ve6ini slacajeva skonoentrisane sa iste strane nu.lte linijec, što apnča^e na zaklj|u.cak da sa ova odstupan^a a Telikoj meri rezultat faktora kogi sa istovremeno delovali a celoj zemlji«, Interralne proizvodne koeficioente sa privreda Tabela 21 Proizvodna funkcija na bazi fiksnih fondova za privredu (za Jugoslaviju i po republikama) , Vremenska serija 1952-1962. * Interval Standar slobodan Koefici 3^^ Von Heu Prosečni vrolzv.KoeticllT ni proiz dna gre i^ZZT^ Qent ko ^atgO^ l^L Interval teoret- Prosek vodni ko ška relaci- ^^ skih vrednosti za period eficij. je a SEa b rpK d v3J p52 -p62 V52-S2 Jiagoslavija 0,4789 0?0264 -1227,6 0,987 2,19 2,41 0,2373-0,3332 0,2914 oJ Srbija 0,5250 0,0512 -465,9 0,960 1,96 2,16 0,2635-0,3673 0,3177 S Hrvatska 0,4922 0,0215 - 389,0 0,991 2924 2,47 0,2258-0,3227 0,2787 Slovenida 0,5664 0,0175 - 320,0 0,996 2,03 2,24 0,2112-0,3293 0,2766 BiH 0,3742 0,0354 - 92,7 0,962 1,11+ 1,22 0,2310-0,2970 0,2749 Makedoni^a 0,3518 0,0208 - 9,7 0,985 1,58 1,74 0,3066-0,3289 0,3202 Crna Gora 0,2022 0,0150 - 0,3 0,976 1,62 1,78 0,1984-0,2008 0,2000 + Nivo signifikantnosti 5% P Qi»fg PROCSVODNE FUNKCIJE ZA PRIVREDU ( 1952-1982 ) 1400 — 1200 — 100( 800 600 400 — 200 BH SL CG 200 400 600 800 1006 1200 1400 I 1600 1800 I | 2000 2200 _J___ 2400 _J__ 2600 I I I i K 2800 3000 G«f 9 140 120 ODSTDPANJA OODIŠNJIH VREDNOSTI PROIZVODA OD VRfcJUH ( JUGO6LAVUA I REPUBLIKE, 1952-1962.) OSTI NABA29I • / • s PBOfZVttl ZA FHLVHIHHI 100 — •/ 80 — 60 — •* •/ 40 - • s 20 0 - — • BH m&t CG •» .sl sfL fM mBH •H •M • iH a %BH mSL .co • M *H;SL \m c<%bh 9BH % • SL b*cg |t(i Msl ¦CG 1* 8 "20 -40 - •B • J • S ¦ :i • SL • H mBH *BH • s 9BH 1 • S •H -60 — •s -80 - -100 - -120 - . -14C -160 • / ~18( I 1 i i 1 1 1 1 1 1 1 1952 1953 1954 1955 1956 1957 1958 1959 1960 1961 1962 Tabela 22 ITeki strukturni i dinamiSki pokazatel^i za privredu (po republikama) Period 1952-1962. •i** Jugosla-vija Srbija Hrvatska Slove— nija BiH Makedo-nija Crna Gora U5eš6e u ukupnim 1952« fiksn.fondov.u # 1962. 56,0 61,1 53,3 58,8 54,3 59,3 60,7 63,0 64,0 68,5 52,8 61,0 54,2 67,6 ProseS#stope rasta (u#) 1« Fiksnih fondova 5,2 5,2 4,6 4,1 6,4 7,0 10,1 2» Društvenog proizvoda a) prema proizvodncg* funkcijji 8,8 8,7 8,4 8,8 9,1 7,7 10,2 "b) na osnovu 1952 • i 1962. godine 8,8 9,3 8,7 8,7 7,9 8,4 10,2 3# Prose^nog proizvodnog koeficijenta a^ prema proizv.ilmko« b) na osnovu 1952« i 1962* godine 3,4 3,4 3,3 3,9 3,6 3,9 4,5 4,4 2,5 1,4 0,6 1,3 0,1 0,1 Elasticite* proizvodnje u odnosu n& fiksne fordove 1952O 2,02 1,99 2,18 2,68 1,62 1,15 1,02 Prosek za period 1,64 1,65 1,77 2,05 1,36 1,10 1,01 1962« 1,44 1,43 1,53 1,72 1,26 1,07 1,01 o 202« možemo podeliti u tri grupe. Najnižu vrednost ispoljava Crna Gora, vrednosti za Bosna i Hercegovina i Makedoniju sa opet značajno niže (P^ zio=7^o+) od vrednosti za prva grupus tje Srbiju, Hrvatsku i Slovenija (koje se medjusobno značajno ne razlikuju F2 ^ = 0,38). U svim sluca;jevima je slobodni član negativan, ali rastuči trend prosecnog proizvodnog koef icijenta prema t-testu, za razliku od ostalih repablika, nije značajan za Makedonija i Crnu. Goriio Pošto je i porast prosečnog proiz-vodnog koeficijenta za BiH, mada značaoanf nešto sporije od onog u razvijenijim republikamaj elasticiteti proizvodnje a odnosu na fiksne fondove su a manje razvijenim repablikama osetno niži od onih u razvioenijija repablikama. Nasuprot tome9 porast fiksnih fondova privrede u. manje razvijenim repablikama bio je vedi od jugoslovenskog proseka koji iznosi 5»2% godišnje« Razlike u prosečnim sto-pama rasta drustvenog proizvoda, mada isto u korist manoe razvijenih repablika, sii male jer je proizvodn^a rasla a tom perioda po visokcg stopi a svim repablikama« Za celu zemlou. ova stopa iznosi 858% godišnje« Kao rezaltat ovih kretanja proseSni proizvodni koeficioent za privredu raste dosta brzo u razvijenijim re-pablikama, nešto sporije a BiH, dok je u Makedoniji i Crnoo Gori prakticno konstantan«, Prosečna stopa rasta proizvodnog koeficijenta od 3«W za Jugoslaviju je visoka, ali se prime-daje da elasticitet a toka perioda brzo opadao Ukoliko se ne dogode neke kvalitativne promene, možemo ocekivati da ce se \x daljem toka razvoja razlika izmedja stope rasta draštvenog proizvoda i fiksnih fondova i dalje smanoivatio Opšti trend prosecnog proizvodnog koeficijenta za privreda Jagoslavide kao i dosta Teliku. ajedna6enost privred-nih kretanja po repablikama može se videti iz tzvo "cross-seotion" (vremenski presek) analize vrednosti prosečnih pro-izvodnih koeficijenata za republike u. pojedinim godinama« Naime, može se zapaziti da su te vrednosti rasporedjene pri-bližno oko neke prave 5iQi je nagib i po numeričkoj vrednosti dosta slican prosečnim proizvodnim koeficijentima za privredu 203. Tabela 23 Proizvodni koeficijentl fiksnih. fondova za privredu Jugoslavije (po godinama) Vremenski presek-republike Godina Koef icijent nagiba a Standardna greška SEQ Slobodan član b Koef icijent korelacije r 1952. 0,2220 0,0119 + 5,2 0,994 1953. 0,2642 0,0224 - 6,4 0,986 1954. 0,2575 0,0095 - 3,4 0,997 1955. 0,2855 0,0133 - 9,2 0,996 1956. 0,2617 0,0118 - 8,3 0,996 1957. 0,3273 0,0261 »31,6 0,988 1958. 0,3085 0,0156 -18,7 0,995 1959. 0,3637 0,0342 -46,3 0,983 1960. 0,3534 0,0200 -33,7 0,994 19610 0,3423 0,0115 -24,6 0,998 1962. 0,3434 0,0136 »31,9 0,997 Jugoslavije, te daje analognu sliku kretanja tog koefici;jen= ta u vrenieniio Koeficijenti linearae korelacije sa veoma vi-soki i signifikantni« Slobodan clan je negativan, ali nije značajno manji od nale, što odgovara kretanjim^ prosecnih proizvodnih koeficijenata za privredu republik^, tjo da u drugom dela perioda veče republike iskazaju više proizvodne koeficijente a da te razlike ipak nisu osetneo Straktarne karakteristike i atica.1 strakturniti pro- mena na promene globalnog proizvodnos koeficijenta Analiza sektorskih proizvodnih. koeficijenata za Jagoslavioa a celini kao 1 za pooedine republike 3e pokaza-la da su u vedini slačajeva razlike u proseSnim i interval-nim proizvodnim koef icioentima veoma velikeo čak ako posma-tramo relativne proizvodne koeficijente za pojedine sektore za Jugoslaviju i sve repablike zajedno, ove su. razlike još O?af 10 4- 8 VREMENSKI PRESEK OLOBALNIH PROIZVODNIH KOEFICIJENATA ZA REPUBLIKE P 1500 - - 1952 1910 1000 - • •s - • h 500 - S - • •SL SL • H BH o M CG • • BH CG # •m 1500 - 1957 1912 - 1000 - s • S 500 BH «BL H BH - 0 1 1 1 1 CG • • m 1 1 1 1 500 1000 1500 2000 500 1000 1500 2000 2500 - 1500 - 1000 - 500 1500 1000 - 500 3000 205. uvek veoma izraaite, mada su dosta biaže nego po pojedinim republikamao Ovo poslednje važi naročito za slucaj indastri-je i poljoprivrede koji pokazuju a pooedinim republikama sup« rotne odnose« Dok se relativni proizvodni koeficijenti za Tabela 24 Distribucija frekvencija relativnili ._„ proizvodnih koeficijenata za Jugo;&~ laviju i republike ; : Period 1952-1962« Relativni proizvodni koef icijent Industrija Poljoprivreda Saobradaj Ostalo 0 - 0,2 aa — ;*5 c 0,2 - 0,4 m. 32: ra 094 - O96 » m. j D9 0,6 - 098 eaa m, oa ¦' 0,8 - 1,0 8 9 1,0 - 1,2 18 18 i fc J 1,2 - 1,4 24 r-l 1*4 - 1,6 14 17 1: 1,6 - 1,8 12 5 i......... — 5 1,8 - 2,0 1 9 em lo 2,0 - 2,2 oa 2 3 2,2 •*¦ 2,4 « cs> 18 2,4 - 2,6 . l " 14 2,6 - 2,8 14 2,8 - 3,0 C=9 C3> 7 5*0 - 3,2 ca 1 3,2 - 3*4 « » 3 3*4 ~ 3*6 a 1 industriju i poljoprivreda ne razlikuju. značaono za Srbiou i, zbog pomenutog razloga, za Jugoslaviou a celini, dotle su u Hrvatskoj i Sloveniji proizvodni koeficijenti za indus« triju značajno visi od onili za poljoprivrsdu, a a manje raz-videnim republikama je odnos obrnut« Uprkos tome što su na taj naSin razlike ovde ublažene, distribacija frekvencija relativnih proizvod-nih koeficijenata govori \x prilog gornje hipoteze«, Vrednosti za saobradaj su daleko niže od svih ostalih., sa jedne stra-ne, dok se vrednosti za sektor ostalo* izdvajaou kao najvi-še, sa druge strane« Vrednosti relativnog proizvodnog koefi- Graf 11 KD O 48 44 40 36 32 28 24 J— 20 16 12 8 4 DISTRIBUCIJA FBEKVBHCIJA SEKTORSKIH RELATIVNIH PROIZVODNIH KOEPICUEMATA ZA JUGOSLAVUU I REPUBLIKE ( 1952-1962.) ___I i __I ——— Indnstrija ~ -PoijopsriTreda — ——— saobračaj ______Ostalo4" Pk- 0.2 0.4 0.6 0.8 1.0 1.2 1.4 1.6 1.8 2.0 2.2 2.4 2.6 2.8 3.0 3.2 3.4 3.6 3.8 4.0 4.2 207 o cijenta za sektor ostalo koje su niže od 282 odnose se na BiH i Makedoniju. i posledica sa pre svega niskih proizvodnih koeficijenata za zanatstvo,, tako da se ovaj deo distribucije ne može smatrati reprezentativnim za sektor ostalo*9 ve6 predstavlja izazetak prouzrokovan specifičnim faktorima u tim repablikamao Iz ved navedenili razloga vrednosti za in~ dustriju i poljoprivredu ne pokazuju velike razlikeo Dok in= dastrija ima dosta izrazit modus za interval l^^-lj^^ dotle dve trecine vrednosti za poljoprivreda padaju vi interval l,0-l,6? tako da je teško bliže odrediti vrednost koja je karakteristicna za poljoprivredu. Relativni proizvodni koe-ficijenti ispod jedinice su a oba slučaja rezaltat nekarak-teristi5nih. sitaacija« Kod industrije je to Orna Gora a kod poljoprivrede Slovenijao Takodje ni vrednosti za poljoprivre-du preko 196 nisu od interesa jer pripadaja BiH i Crnoj Gori koje nisu niti kvantitativno zna6ajne kao poljoprivredni re» joni9 niti poljoprivreda a tim republikama zauzima neko zna-6ajnije mesto a strakturi privrede« Distribacija apsoiutnih vrednosti sektor« skih proizvodnih koeficijenata pokazaje a osnovi ista sliku, s tim da ovde nije eliminisan aticaj dinamike globalnog pro-izvodnog koeficidenta9 kao što je to slačaj sa relativnim proizvodnim koef icioentima« Ovde se može zapaziti da indas-trija počinoe polako da zauzima više vrednosti od onlb. za poljoprivredao Ovaj pomak distribueije a desno Qe pre svega rezaltat rastačeg trenda prosecnog proizvodnog koefioijenta u indttsfcriji ko.ii ge u poljoprivredi izostaoo Šta više9 ako pogledamo samo poslednje godine perioda gde on u. poljopriv-redi osetnije opada8 relativni proizvodni koeficijent za Jugoslaviju opao je zbog stagnacije poljoprivredne proizvod-nje ve6 skoro na oedinicu9 s tim da ovo još nije slačaj sa manje' razvioenim republikama« Pošto se u. tim slačajevima ra« di više o relativno visokoj vrednosti proizvodnog koefici-jenta za poljoprivredu zbog niskih vrednosti za industriju, a pored toga one sve zajedno daju manje od jedne petine ju-goslovenske poljoprivredne proizvodnje, moglo bi se pretpos« Omf 12 00 O OJ DISTRIBUCUJA PREKVENCIJA SEKTORSKffi PROIZVC«)HIH KOEPICIJENATA ZA JUGOSLAVIJU I REPUBLIKE { 1952-1062-; *# 209 • taviti da 6e se ubudude prosečni proizvodni koeficijent za industriju značajno povecati u odnosu na proizvodni koefici-jent za poljoprivredu i u Jugoslavidi kao celini9 kao što je to več slučaj u Hrvatskcg i Slovenijio Velike razlike u. sektorskim proizvodnim ko-eficijentima vide se i kod uporedjivanja sumarnih grafikona koji pokazuju ocenjene proizvodne funkcije za isti sektor a svim repablikama9 sa jedne strane^ i onih sa rasporedom oce-njenih. proizvodnih. fiinkcija za različite sektore unatar jedne republike9 sa druge strane«, Opšti atisak koji se sti5e posma-tranjem a prvom slacaja jeste pravolinijski raspored9 sa ma-lim razlikama što se ti5e intervalaaih. kao i prosečnih proiz-vodnih koeficijenatae Raspored sektora unatar pojedinih re-pablika pokazuje posve drugačija slika. Kako prosečni tako i intervalni proizvodni koeficijenti za pojedine sektore se dosta razliku.ju.5, pogotova za saobracaj i za sektor ostalo+# 0 značajnosti tih razlika je bilo govora u analizi pojedi-nih republikae Takodje9 ako u.poredjujemo odnose izmedju vrednosti npr0 za indastrija ili privredu. za pojedine repab-like u jednom odredjenom vremenskom trenu.tku9 vidimo (grafi-koni 10 i 18 ) da oni leže približno na jednoj pravoj liniji Siji je nagib opet približno jednak vrednosti prosečnog koe-ficioenta za Jagoslavijiio Graf 13 t koji prezentlra raspored vrednosti za sektore po republikama i za Jugoslaviju. u celi-ni9 pokazuje da se ovde odnos Izmedju pojedinih sektora ne može izraziti lineaniom relacijom^ što ukazaje na problem interpretacije agregatnih pokazatelja^ jer oni u ovakvim sitaacijama veoma značajno zavise od struktareo Ranije smo posmatrali koliki je efekat raz-ličite strakture privrede u odnosu. na def inisana cetiri sek-tora na globalni proizvodni koeficijent a jednom odredjenom momentu odnosno periodao Dragim rečimas ispitivall smo u ko-joj meri su razlike a vrednostima globalnog proizvodnog koe-ficijenta za pojedine repablike determinisane razlicitim aSešdem fiksnih fondova ova četiri sektora u privrednim fik~ snim f ondovimao Ovde se sada ispituje dinamički aspekat ovog Graf 13 ODNOSI SEKTORSKIH VREDNOSTI ZA 1960. GODINU ZA JUGOSLAVIJU I REPUBLIKE 1250 • JUGOSLAVIJA 1000 — — 750 - •PP - 500 - - 250 G % Z oo 1 1 I •s 1 s C\J 400 " 300 - 200 - 100 - 500 1000 1500 2000 2500 1250 - 1000 - 750 - 500 - 250 3000 I — industrija pp _ poljoprivred* S — Saobračaj O+_ ostalo4 Z — Zanatstvo G — Giadjevinarstvo O — Ostalo SRBIJA HRVATSKA • I .• PP •l - •°+ #PP - G °o Z °o 1 1 1 1 ' ' % G <*> z O o 1 1 1 1 1 • S i * 400 - 300 - 200 -100 100 200 300 400 500 600 700 800 900 100 2000 300 400 500 600 700 800 Graf 13a P 400 300 - 200 - 100 " 106 ODNOSI SEKTORSKIH VREDNOSTI ZA 1960. GODINU PO REPUBLIKAMA SLOVENIJA BOSNA 3 HERCEGOVINA - • I • I - #PP G °o 1 • PP i i • s i f 1 • S i i 200 300 400 500 100 200 300 400 400 - 300 . 200 - 100 ro 500 80 - MAKEDONIJA CRNA GORA - 60 - 40 - • PP •l - 20 • 0+ G °o 7. oo 1 i i •s 1 i G fe % , pp •l f ' ' 80 - 60 - 20 20 40 60 80 100 120 140 20 40 60 80 100 120 140 212. problema, naime, u kojcg meri su strukturne promene a toka posmatrane dekade aticale na promene globalnog proizvodnog koeficijenta u pojedinim republikama odnosno u Jugoslaviji kao celini« Ovaj aspekat je nešto detaljnije obradjen u po-glavlju o pojedinim republikama, ovde čemo izvršiti samo još komparativnu analiziu Ova dekompozicioa promena globalnog proizvodnog koeficioenta daje isto tako i standardizovani indeks njegovih promena, koji oe interesantan kao sumarni pokazatelj promena sektorskitL proizvodnih koeficijenata u pojedinim republikama« U svim republikama je globalni proizvodni koeficijent u proteklom periodu p.or«stapf s tim da je ova^ porast na bazi empiričkili vrednosti precenjen pogotovu za Makedoniju i Crna Goru. gdef kako smo videli, rastuči trend prosefinog koeficijenta za privredu nije značadan« Pošto su proizv.odni koef icioenti,4.u tabeli 25 dobioeni ponderisanjem sektorskih proizvodnih koeficijenata, ove se vrednosti mogu nešto razlikovati od odgovarajudih vrednosti a nekim tabe-lama ovog odeljka* U republikama gde je rastudi trend pro-sečnog proizvodnog koeficijenta za privredu znaSajan, intra-sektorska kao i intersektorska komponenta promene globalnog proizvodnog koeficijenta sa pozitivne. Negativna je jedino Intrasektorska komponenta u Makedoniji i strakturna kompo-nenta u Crnoj Gori. Posmatrajudi Indeks strukturne komppnente i standardizovani indeks globalnog proizvodnog koeficijenta, može se lako uočiti da sa vrednosti ova dva indeksa na bazi pondera za tekudi period veča od onih na osnovu pondera baz-nog perioda« Naime, stmktura je na kraju perioda dosta po~ vol3nijaf a a toka perioda sa i sektorski proseSni proizvod-ni koeficijenti ili porasli ili ostali približno konstantni, tako da ista promena strakture kod viših. sektorskih proiz-vodnih koeficijenata, odnosno ista promena sektorskih proiz-vodnih koeficijenata kod povol^nije struktare daja veče vrednosti odgovarajudih indeksa« Jedini izuzetak je Crna Go-ra» Specifični razlozi za ovo odstupanjd su. dati a detaljni-3oj analiai proizvodnih koef icijenata za ovu repablika. Tabela 25 Indeks strukturne komponente i standardizovani indeks globalnog proizvodnog koef icijenta po republikama i za Jugoslaviju u celini Period 1952-1962» ¦^oo Ptt Xw(P) *P(D JP(P) Empiričke vrednosti Jugoslarija 0,2251 0,3207 142,5 0,2891 0,2520 111,9 110,9 128,4 127,3 Srbija 0,2338 0,3456 147,8 0,3154 0,2559 109,5 109,6 134,9 135,0 Hrvat ska 0,2107 0,3113 147,8 0,2827 0,2345 111,1 110,1 134,2 132,8 Sloveni^a 0,2089 0,3263 156,2 0,2848 0,2403 115,1 114,6 136,4 135,8 BiH 0,2444 0,3008 123,1 0,2798 0,2682 109,8 107,5 114,5 112,1 Makedonija 0,2673 0,3122 116,8 0,2708 0,3232 120,9 115,3 101,3 96,6 Crna G-ora 0,1992 0,2127 106,8 0,2161 0,2121 106,5 98,4 108,5 100,3 Ua osnovu proizvodnih funkoija Jugoslavija 0,2363 0,3331 141,0 0,3025 0,2534 107,3 110,1 128,0 131,4 Srbida 0,2673 0,3689 138,0 0,3378 0,2820 105,5 109,2 126,4 130,8 Hrvatska 0,2235 0,3228 144,4 0,2949 0,2403 107,5 109,5 131,9 134,3 Slovenija 0,2042 0,3262 159.7 0,2853 0,2324 113,8 114,4 139,7 140,4 BiH 0,2641 0,3026 135,0 0,2883 0,2242 100,1 104,9 128,7 134,9 Makedoni^a 0,2984 0,3278 109,9 0,2860 0,3370 113,0 114,6 95,9 97,3 Grna Gora* 0,2126 0,2186 102,9 0,2280 0,2087 98,2 95,9 107,3 104,7 V>1 ^Vrednost za industriju ocergena na osnovu funkcija za potperiode 214. Za posmatranu dekadu je karakteristično brzo opa-danje ucešda fiksnih f ondova saobračaja a privrednim fiksnim fondovima^ aSešče poljoprivrede opada sporioe^ dok je ueešde sektora ostalo a razvijenijlm repablikama nešto poraslo, a u manje razvioenim opalo«, Nasuprot tome, ačešce indastrije brzo raste u svim repablikama, tako da je glavna crta struk-turnih promena veoma povoljna za porast globalnog prolzvod-nog koeficijentao Naimej, porast ucešca u. industriji ponderi-san je barem pet puta višim proizvodnim koeficijentima nego smanjenje učešča saobračaja* Uloga saobracaja a porasta glo-balnog proizvodnog koeficijenta je detaljnije analizirana a odeljku o saobracaja. Ovde se može ipak primetitl da je in-deks straktarne komponente najviši a Sloveniji i Makedoniji, gde je, pored BiH9 pad ucešca saobradaja najveci a ujedno je praktično za isto toliko povecano učešce indastrije«, Nešto niže vrednosti indeksa struktarne komponente pokazuju Srbija i Hrvatska» Mada je u BiH učešce fiksnib. fondova saobracaja na^više opalo i učešce indastrioe poraslo od JOfo na skoro jednu. polovinuj efekat strukturne komponente je ovde mali zbog toga što je pozitivan efekat što se tiče ova dva sek-tora smanjen osetnim padom ucešca poljoprivrede čiji je pro-izvodni koeficijent a BiH znatno veči od onog za industrioiu SliSni sa azroci i za negativan efekat strukturne komponente u Crnoj Gori s tim da tamo osetnije delaje na smanjenje efek-ta struktarne komponente i pad acešda sektora ostalo « Niži indeks strakturne komponente u BiH i Crnoj Gori, naravno, ne znači da su struktarne promene a tim. repub-likama bile manje izrazite ved predstavlja samo računski efe-kat promena u straktari na globalni proizvodni koeficijent, a taj efekat zavisi i od vrednosti sektorsklb. proizvodnih koeficijenata kao pondera« Ako bismo promene strukture fik-snih fondova po pojedinim repablikama ponderisali sa vred-nostima sektorskih proizvodnih koeficijenata za Jugoslaviju indeksi strukturne komponente bi pokazivali manje razlike« Ako za pondere odaberemo vrednosti za 1962o godinu. kada je proizvodni koeficijent za industriju ve6 ve6i od onog za po-Ijoprivreda, indeks strukturne komponente iznosio bi za Ju- :-**;? 215. goslaviju llo,l, za Srbiju. Io9,o, za Hrvatsku Io7j>9, za Sloveniju 111,6, za BiH 112,4, za Makedoniju 115,4 i za Crnu Gora Io9,2« Kako vidimo, sve su strukturne promene išle u istom pravcu ali su na republički globalni proizvodni koefi-cijent kvantitativno drukčije delovale zbog razlicitih odno-sa sektorskih proizvodnih koeficijenata po republikama, Ukratko, mada su a proteklom periodu sektorski proizvodni koeficijenti a svim repablikama ili rasli ili bi-li približno konstantni tako da se moglo ocekivati da ce po-rast globalnog proizvodnog koeficijenta biti pre svega rezul-tanta takvih tendencija a sektorima, struktume promene tako-dje predstavljaja znatna pozitivnu komponenta porasta glo« balnog proizvodnog koeficijenta, Ovaj je efekat još daleko ve6i ako se posmatra ukupni proizvodni koeficijent« Naime? a tom perioda je znat-no porastao adeo proizvodnih f iksnih f ondova u akupnim f ik-snim fondovimae Ovaj je porast pogotovo velik u, Makedoniji i Cmcg Gori (vidi tabelu22)9 zbog čega ukupni proizvodni ko-eficijent za te dve repablike pokazuje značajan porast a tom periodu što nije slačaj sa globalnim prosečnim proizvodnim koef icijentonio Tabela 26 Indeksi struktame komponente za ukupni proizvodni koeficijent na bazi sektorskih proizvodnih fonkcija 1952-1962. Xw(L) Xw(P) Jugoslavioa 117,1 120,1 Srbija 116,4 120,4 Hrvatska 117,4 119*5 Slovenija 118,1 118,7 BiH 107,1 U292 Makedonija 130,5 132,4 Crna Gora 122,5 119,6 Standardizirani indeksi ukupnog proizvodnog koefi-cijenta koji odgovaraou ovim vrednostima sa oni (na osnovu 216 o proizvodne funkcije) ±z tabele25 * Ovako definisan struktur-ni efekat je sada najviši u Makedoniji i Grnoj Gori, ali je i u svim ostalim republikama osetno viši od efekta promene strukture samo unatar privrede« Razlike u. dinamici proizvodnog koefici,ienta za privreda Standardizirani indeksi globalnog proizvodnog ko-eficijenta pokazuju visoke vrednosti za Srbioa? Hrvatsku, Slovenija i BiH, dok su vrednosti za Makedonija i Crnu Goru osetno niže0 Dok trend prosečnog proizvodnog koeficijenta za privredu a prve četiri republike pokazaje značaoan porast, dotle u. Makedoniji i Crnog Gori taj porast nije značajane Na osnova ove dve konstatacije se može zaključiti da je u Makedonioi i Crnoj Gori porast globalnog proizvodnog koefi-cijenta izostao zbog toga što je tendencija porasta sektoi>-skih proizvodnih koeficijenata značaona samo za saobradaj* U ostalim republikama porast nije značaoan samo a poldopriv-redi, a a BiH i a sektoru ostalo e Dakle9 odlu.5cgu.ci faktor porasta globalnog proizvodnog koeficijenta u tim republika-ma jesu. intrasektorske promene dok se efekat stru.ktu.rnlb. promena, mada takodje pozitivan i kvantitativno znatan, sa-mo još saperponirao Pošto su prosečni globalni proizvodni koeficijen-ti u pojedinim r@publikama slični, izazev Crne Gore5 glavne razlike a dinamici tih koeficijenata proizilaze iz razlika u. intervalnim proizvodnim koeficigentima« Zbog toga je od interesa da se ispita u kolikoj meri te razlike u interval-nim proizvodnim koeficidentima izmedju razvioenijih i ma-nje razvijenih repablika proizilaze iz razlika a straktari novih investicija a odnosu na posmatrana četiri sektora* Tabela 27, koja dekomponuje ove razlike na raz-like u strukturi novih investicioa i razlike u sektorskim intervalnim proizvodnim koeficijentima izmedju vrednosti za pcgedine repablike i Jugoslavija u oelini na sličan nacin kao što je to na pocetka ovog odeljka izvedeno za prosecne proizvodne koeficijente, se bazira na vrednostima sektor-skih intervalnih proizvodnih. koef icijenata iz odgovaraja- Tabela 27 Razlike u strukturi novih investioija i sektorskim intervalnim proizvodnim koeficijentima izmed^u pooedinih republika i Jugoslavi^je u oelini Period 1952-1962 a. . aT. a0J w( 3) Ja(J) Xa(3) Srbija 0,5232 109,0 0,4765 0,5307 99,2 98, 6 110,5 109,8 Hrratska 0,4960 103,3 0,4534 0,5321 94,4 93, 2 110,8 109,4 SloTenija 0,5701 118,7 0,5030 0,5384 104,8 105, 9 112,1 113,3 BiH 0,3940 82,1 0,5107 0,4140 106,4 yr>, 2 86,2 77,2 Makedonija 0,3583 74,6 0,4935 0,3483 102,8 102, 9 72,5 72,6 Cma Gora 0,2165 45,1 0,4532 0,2523 94,4 85, 8 52,5 47,8 aJJ = °^802 ru 9 218. čili proizvodnih funkcija i prosecnog učešda novih investi-cija sektora u. novim investicijama privrede u tom periodiu Stoga se i vrednosti globalnih intervalnih proizvodnih koe-ficijenata za pojedine republike a^• i za Jagoslavija u celi-ni ajj u. ovoj tabeli neznatno razlikuju. od vrednosti iz pro-izvodne funkcije za privrediu Proizilazi da razlike a sektorskcg straktari novih investicija po pojedinim repablikama nisu bile značajne* Je-dino je indeks strakturne komponente manji u. slačaju Hrvat-ske i Crne Gore9 gde investicije a saobracaj predstavljaju znatno vedi adeo privrednih. novih investicija nego a ostalim repablikama« Mada je a tom periodu sektorska alokacioa inves-ticija veoma slicna - najveci udeo ima industrija9 zatim ili saobračaj ili poljoprivreda i najmanje sektor ostalo+ - to još ne znaci da u toka privrednog razvoja ne postoje znatne razlike u sektorskoj alokaciji investicija za pojedine peri-ode i s tim osetno viši aticaj stpukturne komponentee Standardizirani indeks globalnog intervalnog pro-izvodnog koeficijenta za pojedine repablike i Jagoslavioe u celini pokazaje da razlike u globalnim intervalnim proizvod-nim koef icijentima i, prema tome9 a dinamici globalnih pro-seSnih proizvodnih koeficljenata za pojedine republike pro-izilaze iz razlika a sektorskim intervalnlm proizvodnim koe-ficigentimae Sumarni izraz tih razlika^ koje predstavljaja ^a(J) *" ^aCi) P0^8211^® velike razlike izmedju razvijenijih. i manje razvijenih. republika a tom pogleda* Ove razlike sa detaljnije obradjene u. odeljcima o pojedinim sektorima0 Ovde cemo nagovestiti samo neke opšte faktore koji sa aticali na te razlike* U posmatranom periodu jedan od ciljeva ekonomske politike bio je brži privredni razvoj manje razvijenih. repablika© Tako je acešče novih in- ac Ipak, ove vrednosti treba uzeti više kao ilustraciju zaklju-čaka nego kao tačno odmerene sttmarne indikatore velicine tih razlika, Naime9 a nekim slacajevima empirički podaci nisu konzistentni sa pretpostavkom konstantnog intervalnog proizvodnog koeficijentae 219. Graf 14 a o.6or 0.50 0.40- 0.30 0.20 0.10 Graf 14a PK 2.0 - INTERVALNI PROIZVODNI KOEFICIJENTI I PROSEČNA STOPA RASTA PIKSNIH PONDOVA ZA PRIVREDU 1,5 - 1,0 - M • peiriod 1952-1958. O Period 1958-1962. BiH CG CG 10 12 14 K ¦°SL PROSEČNI ELASTICITET PROIZVODNJE U ODNOSU NA PIKSNE PONDOVE ZA PRIVREDU O H 88 j O BiH O M • O CG i 1 | 1 t 10 11 K 220« vesticija u. društvenom proizvoda manje razvijenih republika vise od jugoslovenskog proseka, a učešce a razvijenijim re-publikama niže«, Ovo se odnosi kako na privredne tako i na ukupne investicioe0 Naročito visoke su vrednosti za Crnu. Go-ru0 Prosecne stope rasta f iksnih. fondova s\x takodje više u. manje razvijenini repablikama« Medjutimj dinamika porasta društvenog proizvoda je a svim repablikama dosta slična* Cr-na Gora i BiH pokazaja nešto brži porast društvenog proizvo-da od razvijenijih republika9 a Makedonija sporiji« Visoki relativni nivo investicicione aktivnosti u manje razvijenim repablikama istovremeno znaci da ce se ovde toliko pre postaviti problem kako efikasno apsorbovati sav taj porast fiksnih fondova© Naime9 izgleda da je logično pretpostaviti da je absorpcioni kapacitet jedne nerazvijene privrede manji nego u razvijenoj privredi gde ve6 postoji uhodana organizacijat tradicija? efekti akldačivanja su ve-6i jer je infrastraktara a velikcg meri vec izgradjena i po-što je vecina preduzeca vec ahodanao U manje razvijenim re-pablikama veoma visok nivo investicione aktivnosti stvara uska grla tako da su investicije a toka velike u odnosu. na fiksne fondove, a i korišcenje kapaciteta je obično manjeo Uticaj dinamike fiksnih fondova na vrednosti in-tervalnih. proizvodnih koeficijenata je detaljnioe obradjeno a VI glavi odnosno a sledecem odeljka o indastriji gde sa ovi efekti daleko najizrazitiji zbog toga što su tu fiksni fondovi rasli najbržeo Ipak, i za privredu se može videti da prosečni elasticitet proizvodnog koeficijenta odnosno global-ni i ukapni intervalni proizvodni koeficijent opada sa rela-tivnim porastom fiksnih fondova. Mada smo ukazali da je lo-gično očekivati da 6e se negativni efekti visokog porasta fiksnih. fondova u. odredjenom perioda brže ispoljiti u manje razvijenim repablikama nego u razvijenijim9 a grafa 14 pos-matraja se i vrednosti intez^valnog proizvodnog koeficijenta i stopa rasta fiksnih. fondova za dva potperioda, 1952-1958. i 1958«19629 koja se \x odnosa na stopu rasta fiksnih fondo-va osetnije razlikajao rasta Negativna korelacija izmedju stopa/fiksnili fondo- 221. va i intervalnog proizvodnog koeficijenta je uocljiva kako izmedju republika sa bržom dinamikom fiksnih fondova tako i izmedju razlicitih. perioda za iste republike«, Dakles mada niži stepen razvijenosti utiee na pojacavanje efekta u prav-cu smanjenja intervalnitL proizvodnih koeficijenata on očito nije jedini razlog ispoljenih. razlika. U posmatranom periodu globalni proizvodni koefi-cijent ispoljava značajan rastači trend a svim repablikama osim a Makedoniji i Crnoj Gori« Potrebno je istači da pro-sečni proizvodni koeficijenti kako za privredu tako i za sva-ki od četiri sektora pojedinačno a posmatranom perioda a svim republikama ili rasta ili sa približno konstantni, dok se ni u jednom slacaou ne pcgavljuje znacajna tendencija sma-" njenja, Globalni prosečni proizvodni koeficijenti za poje-dine repablike sa a celini dosta slični9 jedino vrednost za Crnu. Gora je osetno niža od drugiiio Ipak, zbog različitih dinamika proizvodnih koeficijenata ovi su se odnosi u toku perioda izmeniliu Jedan deo tili razlika je mogace obrazloži-ti povolonijom odnosno nepovoljnijom sektorskom straktarom pojedinih repablika« Tako Hrvatska i delimično Crna Gora po-kazuju nepovoljnija straktara od jugoslovenskog proseka zbog visokog acešca saobradaja« Ali straktarne razlike što se tice ova četiri sektora ipak nisu velike« Nešto vece su razlike a standardizovanom indeksa globalnog proizvodnog koeficijenta mada i te razlike nisa toliko velike (izazev Grne Gore) da se ne bi moglo govoriti o istom redu veličina« Proizvodne funkcije na bazi fiksnih fondova za priv-reda aprkos odredjenim drugacijim tendencijania \i nekim sekto-rima po repubiikama pokazuju. visok stepen pouzdanosti i nisa nekonzistentne sa pretpostavkom linearnog oblika proizvodne funkcijeo Intervalni globalni proizvodni koeficijenti u raz-vioenijim repablikama su. znacajno veci od onili u maiije razvi- 222 c 3enim republikamao Ove razlike sa pre svega rezultat razlika u intervalnim sektorskim proizvodnim koeficijentima jer je sektorska struktura novih investicija a svim republikama dos-ta slična© Jedino Hrvatska i Crna Gora pokazuju. nepovoljniju strukturu. novih investicijao Sa druge strane, standardizovani indeks globalnog intervalnog proizvodnog koeficijenta je u. razvioenijim republikama veci od jugoslovenskog proseka5 dok je ovaj sumarni izraz efekta sektorskih intervalnih proizvod-nih koeficijenata u manje razvijenim repablikama osetno ispod proseka za Jugoslavijuu Prosecna stopa rasta društvenog proizvoda za Jugos-laviju iznosi 898%9 a fiksnih fondova 5?2% godišngeG Dok je porast društvenog proizvoda \i svim repablikama dosta sličan, porast fiksnih fondova -valnih. proizvodnih koef icioenata \i manje razvijenim republi-kama i njiliov manji absorpcioni kapacitet jer su stope rasta fiksnih fondova odnosno stope učešca novih investicija u tim republikama osetno više od onitL za razvijenije republike© Negativna korelacija izmedju, brzine porasta fiksnih fondova i intervalnog proizvodnog koeficijenta kako izmedju pojedi-nili repablika tako i izmedju dva potperioda za pojedine re« pablike je uočena i za privredu, ali je dosta izrazitija a indastriji kao najdinamičnijem sektora privrede a ovpm peri- odao Dekompozieija dinamike globalnog proizvodnog koefi- ficijenta pokazaje da sa intrasektorski efekti (osim u Make-doniji) veci od intersektorskih. efekata«, Ipak8 velike razli-ke izmedju, sektorskih prosečnih, proizvodnih koeficijenata u vezi sa brzom promenom strukture - brzi porast učešca fiksnili fondova industrije az osetan pad učešča saobracaja i nešto manji pad ačešca polgoprivrede i male razlike u učešca sekto-ra ostalo u privrednim fiksnim fondovima - rezultiraou a osetnom pozitivnom (izuzev Crne Gore) efekta struktume kom-ponentej koja za Jagoslaviju a celini iznosi oko 23% porasta 223. globalnog proizvodnog koef icijenta© Zbog bržeg porasta pro-izvodnih. fiksnih fondova od neproizvodnih, strukturni efekat na ukupni proizvodni koeficijent je još vedi, on iznosi za Jugoslaviju oko 40% porasta ukapnog proizvodnog koeficioenta« 224, IRDUSTRIJA Najkarakterističnija crta privrednog razvoja Ju-goslavije kao I svih republika pojedinačno a posmatranom pe-riodu. jeste brza industrijalizacija privredeo U svim repub-likama su kako apsolutni priraštaj tako i dlaamika porasta fiksnih fondova i društvenog proizvoda u industriji znatno veči nego u ostalim velikim. sektorima© Kao rezaltat ovih kretanja u privredi nastaja ve-like strukturne promene u toku. samo jedne dekadeo Tako je u Jugoslaviji kao celini acešče industrijskili fiksnih. fondova u privrednim fiksnim fondovima poraslo od jedne četvrtine na preko jedne tre6ine0 Naročito visok je bio taj porast u Crnoj Gori9 Bosni i Hercegovini i Makedoniji© Na kraju peri-oda fiksni fondovi u indastriji predstavloaju, ved skoro polo-vinu privrednih fiksnih fondova u BiH9 a a Crnoj Gori je to ucešde ve6 jednako onome za Slovenija9 gde iznosi oko 4o%0 Porast a BiH je bio toliko velik da je danas vrednost fiksnih fondova u industriji te republike več veca nego a Slovenijio Naravnoj nastaju i velike promene u. sektorskoj straktari draštvenog proizvodao U 1962o godini industrija ved stvara približno jednu polovina jugoslovenskog draštve<= nog proizvodao Slična je relacija a Hrvatskoj i Crncg Gorio U Srbiji i Makedonioi^ gde je agrarna proizvodnja relativno značajnioa9 industrija daje nešto preko 4o% draštvenog pro-izvoda« Nasuprot tome^ a BiH taj procenat iznosi približno 57%, a u Sloveniji 62%O Pre nego što predjemo na analiza proizvodnih koefi-cijenatas, potrebno je razmotriti još problem investicija \i toka, koje sa naročito velike kod indastrije0 Naimes zbog velike investicione aktivnosti a indastriji investicije a toku. sa ovde apsolatno kao i relativno na ukupne fiksne fon-dove vede nego u. ostalim sektorjjnao Na osnovu podataka iz tabele 28 mogu se izvesti odredjene pretpostavke o vrednosti-ma proizvodnih koeficijenata akoliko bi ih računali kao od-nos društvenog proizvoda i aktiviranih fiksnih fondova, a 225 ¦ ne ukupnih fiksnib. fondova, kao što to diktira u ovom radu. raspoloživost podataka<> Tabela 28 Investicije u. toka u. indastriji kao deo ukupnih fiksnih. fondova u. industrioi od-nosno investicija a toka a privredi Indastrija Investici- Jugosla« Srbi- Hrvat- Slove- BiH Make~ Craa je u toku vija ja ska nija doni- Gora 1. Kao proce- nat nove 1953. 14,5 12,2 7,3 llf8 27,1 28,2 46,4 vrednosti fiksnih fon- dova indus- trije 1963. 9,4 12,7 7,0 4,5 6,8 17,9 23,9 2. Kao % 1952. 83,7 84,3 63,4 95,5 87,5 90,2 83,7 investi- cija a toka u. privre- di 1963o 66,1 70,5 54,6 56,7 70,6 84,1 61,8 Izvors Izračunato na osnovu. podataka koje mi je.iz još neob-javljenog rada Ijubazno dao dr I, Vinski«, Poslednja dva reda tabele pokazuou da je problem neaktiviranih investicija največi baš a indastriji, tako da se može očekivati da 60 naovece razlike a proizvodnim koefi-cioentima na osnovu fiksnih fondova na licu. mesta i aktivi-ranih fiksnih fondova biti u ovom sektora« Ako posmatramo godišnje vrednosti prosecnih proiz-vodnih koeficijenata za indastrija a tabeli29 , vidimo da su one dosta slične za sve republike« Jedino vrednosti za Bosnu i Hercegovina i pogotova za Grna Gora odstupaja naniže« Na-ravno, postoji niz razloga zbog kojih se može očekivati da 6e vrednosti za pojedine republike biti razlicite, npr. struk-tura, različita tebnologija, organizacija i efikasnost isko-riščavanja itdo Medjutim, ovde cemo pokašati da na osnovu informacija g odnosa aktiviranih osnovnili sredstava i inves-ticija a toku ispitamo promene u proizvodnim koeficijentima Tabela 29 ProseSni proizvodni koeficijenti fiksnih. fondova za industriju (po republikama) 10 C\J jugosla-vi^a Srbi^a Hrvatska SioveniUa BiH Makedoni- Crna G-ora 1952. 0,3544 0,3185 0,3897 0,3702 0,3202 0,4569 0,2909 1953. 1954. 0,3373 0,3410 0,3114 0,3212 0,3744 0,3833 0,3788 0,3920 0,2632 0,2583 0,3650 0,3859 0,2152 0,1911 1955. 0,3525 0,3460 0,3994 0,4088 0,2598 0,3571 0,1718 1956. 0,3518 0,3563 0,3941 0,3957 0,2669 0,3559 0,1662 1957. 0,3848 0,4060 0,4343 054335 0,2796 0,3520 0,1746 1958. 0,4047 0,4410 0,4425 0$4394 0,2980 0,4236 0,1735 | 1959. 0,4279 0,4619 0,4704 0,4701 0,3206 0,4038 0,1800 1960* 0,4600 0,4890 0,5088 0,5026 0,3463 0,4205 0,1983 196lo 0,4491 0,4577 0,5043 0,5093 0,3480 0,4126 0,2309 1962. 0,4444 O?4515 0,5013 0,5146 0,3481 0,3892 0,2479 227 • koje bi nastale ako se eliminiše uticaj razlika u udelu. in-vesticija u toku. a fiksnim fondovima na licu mesta po pojedi-nim republikamao Naime, ako pomocu vrednosti iz tabele 28izračuna-mo vrednost aktiviranih osnovnih sredstava za 1953« i 1962# godinu, dobioamo sledeče rezultate§ Tabela 30 Prosečni proizvodni koeficijenti na bazi aktiviranih fiksnitL fondova Industrija Jugos- s^biia Hrvat- Slove- BiH Makedo- Crna lavija rD1Ja s^a nija nija Gora 1953o O9393^ 093547 0,4039 0,4293 0,3605 0,5084 0,4007 1962O* 0,4905 0,5172 0,5372 0,5388 0,3735 0,4741 0,3258 3E Na vrednosti za 1962* godinu primenoena je struktura akti-viranih fiksnih fondova i investicija a toka za 1963«god» Vrednosti za pojedine republike su u 1953« godini sada veoma slične, jedino vrednost za Makedoniju odstapa naviše«»Isto važi i za 1962« godinu, s tim da sada opet vred-nosti za BiH i Crnu Goru odstapaja nanižeo Kako je sada uti-caj različitih udela investicija u, toku eliminisan, ove raz-like sa posledica nekih drugih faktora« Za Bosnu i Hercego-vinu bi se moglo pretpostaviti da je glavni azrok za niža vrednost proizvodnog koeficijenta a njenoj indastrijskoj struktarl, gde značajna uloga igraja kapitalno intenzivne graneo Za slucaj Grne Gore bllo bi potrebno imati još neke dodatne informacije da bi se mogli sagledati najvažniji uz-roci te razllke« Naimej, zbog niza specifičnih, razloga može se oče-kivati cia ce se vrednosti za pojedine repablike razlikovati tako da je zapravo iznenadjujuoe da postoji toliki stepen uoednačenosti prosečnog proizvodnog koeficijenta za industri-jao Kako sa te vrednosti rezultat više važnih uticaja koji se možda medjasobno kompenziradu., bilo bi potrebno da se deta« Ijnije ispitaju. neki od faktora za koje se pretpostavlja da vrše predominantan uticaj na ove vredfiostio Jedan od tih 228. najvažnijili faktora je svakako granska straktara industrije po pojedinim republikamao Kako smo to radili ranije za glo-balni proizvodni koeficijent, sada bi trebalo da se uticaj strukturne komponente ispita unntar indu.strije? tj«, da se ispitaja inter i intragranski efekti u odnosu na promenu. proizvodnog koeficijenta za industrijiu Takodje, bilo bi potrebno da se ceo metodološki pristup primeni i kod ispitivanja tendencija promene.proiz-vodnih koeficijenata po granama odnosno grupacijamaj a cilju utvrdjivarga veličine, stabilnosti i dinamike prosečnih i intervalnitL proizvodnili koef icijenata na tom nivou agregaci-je« Nažalostj za Jugoslaviju ne postoje konzistentni podaci koji bi dozvoljavali adekvatna analizuu Naravno, moguče je ispitati te odnose na osnovu nekih daljih aproksimacija; ma-da sa a metodološkom dela rada date odredjene sugestije a tom pravca, jedna potpunija analiza zahtevala bi dosta vre-mena i finansijskih. sredstava, tako da se a ovom radu. u nja ne možemo apuštatio Ako se vratim© na analiza proizvodnih. koeficijena-ta na bazi akapnih, tj. aktiviranih i neaktiviranih fiksnitL fondova, možemo konstatovati da se deo razlika izmedja vred-nosti za pojedine repablike može obrazložiti večim ili manjim adelom investicija \x toku a akapnoj vrednosti fiksnih fondo-va0 Nešto više vrednosti koeficijenta za Hrvatsku. i Sloveni-ju sa a sklada sa nižim procentom investicija u, toka a tim repablikama« Takodje, jedan osetan deo razlika u slučaja Crne Gore obrazložen je velicinom neaktiviranih investicija© U svim republikama su vrednosti relativnih. proiz-vodnih koeficijenata za industrija bile značajno veče od odgovarajudili vrednosti za saobracaj odnosno niže od onih za sektor ostalo o Što se tice vrednosti za poljoprivreda, one su a Hrvatskoj i Sloveniji znacajno niže, a Bosni i Hei> cegovini, Makedoniji I Crnoj Gori značajno više8 dok se za Srbiju. i Jagoslavija \i celini ne razlikuju značaono od istih vrednosti za industrijti«, U vezi sa činjenicom da investicije a toku a poljoprivredi iznose a proseku, samo 2?4% fiksnih fondova na licu mesta, razlike na bazi aktiviranih fiksnih 229 o fondova bile bi svakako drugačije« Za Hrvatsku i Sloveniju. bi se te razlike još malo povečale, dok bi se za nerazvije-ne republike smanjile, ali bi osnovni zaključak ostao isti. Proizvodne funkci,je za indu.stri(ju. i dinamila prosečnog proizvodnog koeficijenta ~ "" Proizvodne funkcije za industriju9 sa izuzetkom one za Makedoniju, pokazuju značaonu. autokorelaciju odstupa-nja od regresione linije« Mada su koeficijenti korelacije veoma visoki9 iz navedenog razloga ove se proizvodne funkci-je ne mogu smatrati podesnim za ekstrapolacijiu Značajna autokorelacija ostapanja akazuje na to da u slučaju indus-trije u tom perioda proizvodna funkcioa na bazi fiksnih. fon-dova nije zadovoljavajuca alternativa proizvodnoj funkciji sa više faktora proizvodnjeo Drugim rečima, smatramo da se u ovom slucaja radi o problemima ispaštenih varijabli, a ne 0 nepravilnoj specifikaciji oblika proizvodne funkcije na bazi fiksnih. f ondova« Graf 15 pokazuje da je raspored odstupanja empirič-kili vrednosti društvenog proizvoda od regresione prave, do-bijene na osnovu metoda naomanjih kvadrata, \x pojedinim go-dinama u svim repablikama veoma slican, pogotova što se ti-če predznaka odstapanja«, To znači da su na industrijsku pro-izvodnju aticali neki faktori, različiti od velicine fiks-nih. fondova^ koji su bili toliko jaki da su. aticaj specifi-čnih faktora po pojedinim repviblikama potisli u drugi plan« Zadatak jedne posebne analize predstavljalo bi definisanje 1 istraživanje aloge tih faktora« Ovde se ne možemo upušta-ti u to da li taj predominantan faktor odnosno kombinaciju odlu.5uju.cili Taktora predstavlja snabdevenost industrije sa reprodakcionim materijalom i energioom, ili efikasnije pri-vredjivanje unatar industrijskih preduzeca^ ili mere priv-redne politike, ili politiK:a investiranja, promene u strok-tari indastrije, uticaj domačeg i stranih tržišta itdo Oci-to je da se radi o nekim opštim f aktorima mada to mogu biti u različitim periodima uvek drugi faktori«, Interesantno je uočiti da se neto efekat tili dru- Graf 15 ODSTUPANJA GODIŠNJIH VREDNOSTI PROIZVODA OD VREDNOSTI NA BAZI PROIZVODNIH PUNKCIJA ZA INDUSTRUU 80 — ( JUGOSLAVIJA I REPUBLIKE, 1952-1962, ) •/ • / 70 60 — 50 — 40 — 30 •S 20 - ;« •s •J - •& •s 10 _ •SL •/ Ziz e O 0 %M •CG mst • BH JH.Cft Af cfi aa • H •M •SL •CG K\ CVJ •» 1* mŠL • M • M |H 9cg WWH7M »CG •5 •h BH • H 9SL Y» e T -10 ----- • S -20 • S *BH • BH 9BH •I • / • / •s -30 - -40 - -50 — -60 — -70 - -80 1 1 1 1 1 1 1 1 1 I 1952 1953 1954 1955 1956 1957 1958 1959 1960 1961 1962 Tabela 31 Proizvodna funkcija na bazi fiksnih fondova za industriju (za Jtigoslaviou i po republikama) Vremenska serija 1952—1962« Int erval ni koefi cijent Standar dna gre ška Slobodan 51an Kloefici jent ko reiaci— Durbin— Watson Yon Neu— mann Inro oient Prosečni proizvbd.koef• Interral teo— retskili vred— nosti Prosek za period a SE b d a PE P52~P62 p 52~62 Jugoslaviga 0, 5631 (0,0295) »339,9 0?988 0,80+ 0,87++ 0,2940-0,4496 0,4017 Srbija os 6196 (0,0363) -132,1 0,985 0,92++ l,02+ 0,2840-0,4783 0,4107 Hrvatska Oi 6612 (0,0315) «110,9 O599O 1j00++ l,10+ 0,3352-0,5065 0,4467 Slovenija 0, 7086 (0,0360) -107,6 0,989 0,78++ 0,85++ 0,3305-0,5060 0,4468 Bosna i Hero» 0, 3917 (0,0321) - 34,9 0,971 0,47++ 0,52^ 0,2134-0,3323 0,3073 Makedoni^a 0, 4124 090244 - 1.7 0,985 1*42 1,56 0,3689-0,4007 0,3939 Crna G-ora 0, 2358 (0,0211) - 1,4 0?966 0,40++ 0,44++ 0,1081-0,2191 0,2034 + Nivo signifikantnosti 5$ ++ ITivo signif ikantnosti 1$ ro 1-1 232. gih faktora u industrioi u posmatranom periodu kretao kao po nekoj sinusoidis što veoma otežava izracunavanoe i inter-pretaci^a proizvodnih koeficijenata, kao i traženje tendenci-ja noiiiovih promena kcge bi bile relevantne za ekstrapola-cijcu Mada ocena intervalnog proizvodnog koeficijenta ko-ja se bazira na tzvo metoda običnih najmanjih kvadrata i a ovim slučajevima predstavlja nepristrasnu ocena tog paramet-ra, potrebna je dalja analiza promene tendencija a toka pe-rioda, izracunavanje adekvatnijih ocena parametara i njiho-vili standardnih grešaka za potrebe ekstrapolacije i testira-nja, kao i razmatranje uticaja promena tendencija na ovde primenjivani način ocenjivanja veličine i dinamike proseč-nog proizvodnog koeficijenta«, Ako pogledamo vremenske serije prosečnog proizvod-nog koeficijenta za industriju. a tabeli 29 , vidimo da je astvari proizvodni koeficijenat od 1952« do 1956« godine praktično konstantan, a u CrnoQ Gori veoma brzo opada« U 1957o godini proizvodni koeficijenat počirge da raste« Taj rast je u vecini slučajeva privremeno zaastavljen u 1961« i 1962© godini«, Prema tome intervalni proizvodni koeficijenti ±z tabele 31 precenjuju odgovarajuca vrednost za prvi potpe-riod, gde je intervalni proizvodni koeficijent približno jednak prose5nom, a potcenju.311 njegova vrednost \i drugom periodu, kada viši intervalni proizvodni koeficijenat rezul-tira \i porastti prosečnog koef icioenta0 Jedini izazetak je Makedonija, gde je proizvodna funkcija za ceo period adek-vatna i gde ne postoji značaoan trend prosečnog proizvodnog koeficijentao Da bismo dobili adekvatnije vrednosti za ekstrapo-lacija, pristapilo se transformaciji originalnih podataka na osnovu koeficijenta reg^esije azastopniii odstupanjao Rezultati sa dati a tabeli 32 „ ^ « 3E Opis metode vidi kod diskasije metodologije izracunava-nja« Tabela 32 Proizvodna funkoi;ja za industriju na osnovu transformiranih. varijabir Vremenska serija 1952-1962, Interval ni proiz« vodni ko— efioioent a Standar— dna gre— ška SEa Slobodan član** b Koefici-Oent ko— relacije Durbin Watson d Von Neu-mann kvooient vIT Koeficident regresije za odstupa— nja P Jugoslavija 0,6079 0,0452 -461,2 0,979 1,42 1,58 0,477 Srbija 0,5966 0,0680 -121,0 0,952 l,07+ 1,19 0,513 Ervatska 0,7033 0,0410 -137,7 0,987 1,81 2,01 0,358 Sloveniga 0,7864 0,0659 -144,6 0,973 2,23 2,47 0,526 BiH 0,5505 0,0450 -118,1 0,974 l,09+ 1,21 0,622 Maked oni ja33* 0,4124 0,0244 - 1,7 0,985 1,42 1,56 0,185 Crna G-ora 0,3601 0,0094 - 9,4 0,999 2,15 2,68 -0,282 m Osim Makedoni^e i Crne Gore 3E3E U odnosu na originalne vrednosti zsx Netransformirana relacija za period 1952O«1962, zx3Lz ITetran&formirana relacija za period 1958-3 962. 234o Transformacija je u. prvoj etapi dala zadovoljava-ju6e rezultate osim za Crnu. Goru i delimično za Srbiju i BiH« Naime, i a transformiranoj relaciji je po najstrožijog aprok-simaciji Theil-Nagara još prisatna autokorelacioa u odstupa-njima za Srbiju i BiH0 Prema Durbin~Watsonu. zaključak nije odredjen, a prema von Neumannu autokorelacija odstupanja ni-je više značajna ni na nivoa 5%«» Za Ornu Goru je autokorela-cija odstupanoa još značajna po svim kriterijumima jer je ovde prelom u. 1958o godini veoma izrazitf tako da rezultati za period 1958-1962«f koji odgovaraja trenatnoj tendenciji kretanja proizvodnog koeficijenta za Crnu. Goru pokazuju pot-puno druge odnose od onih. za prvi potperiod,26 pa prema tome nenia smisla tražiti neku. prosečna tendencija za oeo period© Na osnovu transf ormiranili vrednosti t-test pokazu-je da je slobodan član značajno mandi od nule u svim sluča-jevima osim Makedonije i Crne Gore«, Ovaj se rezaltat slaže sa Kendallovim testom godišnjih vrednosti prosečnog proiz-vodnog koeficijenta, tako da, azevši period kao celina, ras-taci trend prosecnog koeficijenta za Makedonija i Crna Gora nije značajan kao što je to slučaj a ostalim repablikama« Mada se na osnovu informacije o investicijama a toku za po-četnu i krajnu godina perioda u. tabeli 28 može samo pretpos-taviti kako se njihov adeo a fiksnim fondovima na lica mes-ta kretao unatar perioda, izgleda da je, osim u Srbiji i Hrvatskoj, smanjeni adeo investicija u toka a dragom dela perioda jedan od faktora koji je aticao na porast proizvod-nog koeficijenta, odnosno kompenzatorno delovao na tendenci-je noegovog smanoenja u toku periodao Naime, akoliko pogle-damo proizvodne koeficijente na bazi aktiviraniii fiksnih fon-dova, onda je porast izmedju vrednosti za 1955« i 1962O go~ dirm izrazit samo a razvijenijim republikama, a BiH je nez-natan, dok je a Makedoniji ovaj proizvodni koeficijent malo, a u Crnoj Gori osetnije opaoD Izgleda da je BiH ve6 dosta iscrpila ove velike rezerve za podizarge vrednosti proseč- X Vidi glavu o Crnoj Gori, 235, nog proizvodnog ^oefičijent^ u industrioi koje s© na po-četku. perioda sastojale u velikom udelu investicija u. toku. u fiksnim fondovima na lica mesta u manje razvijenim repub-likamao Ovo nije slačaj sa Makedonijom i Crnom Gorom, gde neaktivirani fiksni fondovi predstavljaju još uvek oko jed-ne ptftin« fiksnih fondova a indvistriji« Zbog autokorelacije odstupanja ni ocene prosečnog proizvodnog koeficijenta9 njegove dinamike i elasticiteta nisu toliko pouzdane kao u normalnim sluča jevima*, No9 čini se da odstupanja u ovim slučajevima^ osim za Crnu Goru, ni-su toliko velika da bi mogla bitnije menjati zakljuSke, ta-ko da 6e se numeričke vrednosti u tabeli 33 9 koje su izve-dene iz netransformiranih relacija (osim Grne Gore), sma-trati zadovoljavagu.dim aproksimacijama tendencioa u, protek-lom periodUe Za industriju je karakteristiSan brz porast kako fiksnih. f ondova tako i društvenog proizvoda u svim republi-kamap s tim da je porast u manje razvijenim repablikama ve-6i nego a razvioenijim« Ova konstatacija važi za obe pome-nute kategorije^ ali su razlike u prosečnim stopama rasta ve6e a slačaja fiksnih fondova nego kod društvenog proizvo-da» Prema tome9 dok prose5ni proizvodni koeficijent raste po stopi od preko 4% u razvijenijim repablikama i Bosni i Hercegovini, Makedonijaj i Crna Gora9 gde su prosečne sto-pe rasta fiksnih fondova najviše, ne pokazaja značaona ten-denciju porasta proseSnog koeficijenta© , * Prosečne stope rasta društvenog proizvoda kao i pro-sečnog proizvodnog koeficijenta u. industriji su na bazi pro-izvodnih f unkcija nešto više od onih na bazi 1952o godine i 1962. godinee Mada postoji mogucnost da su zbog autoko-relacije odstupanja nešto precendenes one na osnovu prve i poslednje godine su verovatno potcenjene, jer je 1962O go-dina izrazito loša godina u. indastrijio Iz razloga što je intervalni proizvodni koeficioent za prvi period pr^cengen, a za drugi period potcenjen vrednošču nagiba proizvodne \ funkcije za ceo period, dok je prosečni proizvodni koefi-cijent kod ovakvog rasporeda odstupanja u oba slučaja pot- Gmf 16 60 op 500 PROIZVODNE PUNKCIJE ZA SEKTOR INDUSTRIJE ( 1952- 1962. ) 400 o VD KN C\J 300 200 100 M I__________L I K 100 200 300 400 500 600 700 800 900 1000 1100 Tabela 33 Heki struJcfcurni i dinamiSki pokazatelji za sektor industrije (po republikama) Period 1952-1962. Jugosla-vija Srbida Hrvatska Sloveni— da BiH Makedo« nija Crna G-ora USešče u fiksnim 1952. fondovima repub«(u$) 1962. 2499 35,5 22,1 3156 23,3 31,3 31,6 39,4 30,2 48,8 17,9 33,9 13,8 40,2 ProseSna stopa rasta(u#) 1. Fiksnih. fondova 2» Drušinrenog proizvoda a) prema proizvodncg fonkoiji b) na osnovu 1952. i 1962. godine 9,0 13,8 11,5 9,0 1499 12,9 7*7 12,3 10,5 6,4 11,0 10,0 11,6 16,7 12,5 14,0 15,0 12,2 22,6 22,0* 20,6 3» ProseSnog proizvodnog koeficijenta a} prema proizv.fiinkci^i 4?3 b; na osnovu 1952« i 1962. godine 2,3 5,3 3,5 4,2 2,6 4,3 3,3 4,5 0,8 0,9 -1,6 -0,3* -1,6 Elastioiteti proizvodnoe u odnosu na fiksne fond. 19529 Prosek za period 1962. 1,92 1,40 1S25 2918 1,51 1,30 1,97 1,48 1,31 2.14 1?59 1,40 1,84 1,27 1,18 1,12 1,05 1,03 0,52* 1,16, 1,45 ro o Na bazi proizvodnih funkci^a za potperiode 238. cenoen, izgleda da je vrednost elasticiteta proizvodnoe u odnosa na fiksne fondove na početku perioda precenjena, a na kraju. perioda nešto potcenoena« Medjutim, teško je reči koliki je taj relativni efekat, pogotovu. za kraj pepioda , gde sa obe veličine u količnika potcenjene« Uporedjujudi vrednosti za indastriju sa dragim sek-torima, vidimo da je dinamika porasta fiksnih f ondova ovde daleko največa«, Za Jugoslavija u celini prosečna stopa rasta fiksnih. f ondova industrije iznosi 9% prema 5$2% za privre-da i 4,5% za ukapnoe Pogotovu je velika razlika a manje razvijenim republikama, gde sa proseSne stope rasta u in-dustriji^približao dva puta vede od prosečnih stopa.rasta fiksnih f ondova^ u. privredio Društveni proizvod u industriji takodje pokazuje najbrži porast, ali ne mnogo vedi od po-rasta u saobračaou* Tako je dinamika prosečnog proizvodnog koeficijenta a indastriji u posmatranom perioda manga od one u saobra6aja9 ali je ipak osetno viša od odgovarajucih vrednosti za sektor ostalo+ i poljoprivredu, izazev.za Ma-kedonija i Crnu Goriu Ipak^ a svim republikama je elastič-nost prosečnog proizvodnog koeficijenta u odnosa na fiksne fondove niža od elasticnosti za privredai jedini izuzetak je Crna Goi^a, gde je elasticitet a saobracaju inaSe isto tako viši od elasticiteta za indastrijUj ali njegov uticaj nije toliki da bi uspeo da podigne vrednost elasticiteta za privreda iznad vrednosti za sve ostale sektore, kao što je to slačaj u ostalim republikama« Razlike a proizvodnim koef ici.jentima i tempa rasta posmatranih vari.jabli med,ia repablika^ Ako rangiramo vrednosti proseSnih proizvodnih ko-eficijenata u industri;ji za pojedine republikej, rangove 1 i 2 zauzimaou Slovenija i Hrvatska, Srbija i Makedonija de-le rangove 3 i ^j dok su vrednosti za BiH još manoe^ a za Crna Goru najnianje« Videli smo takodje da su vrednosti pro-izvodnih koef icijenata na bazi aktiviranih. fiksnih. fondova dosta slične, jedino su vrednosti za BiH i Grnu Goru na kraju perioda niže« 239. Vrednosti intervalnili proizvodnih koeficijenata isto tako pokazuju odredjene sličnostio Testiranje značaj-nosti razlika i nagibjbna proizvodne funkcije u industriji za pojedine republike (na osnovu transformisanih relacija iz tabele 32) došlo se do zaključka da sa razlike, ukoliko posmatramo zajedno sve republike« značajne (Fr ^ = 3f24+)« Medjutim sa jedne strane, intervalni proizvodni koeficijenti za Srbiju, Hrvatska9 Sloveniju. i BiH se medjusobno ne razli-kuju znaSajno (Px xo = 1«85) i sa druge strane vrednosti za Makedonija i Crnu Gora medjusobno se takodje ne razlikuju značadno« ZagedniSki intervalni proizvodni koeficijenat za prve četiri republike iznosi a = 0?6^l45> SEQ = 0,0299, s tim da 30 slobodan član poseban za svaku republiku« Za Ma-kedoniju i Crnu Goru zajednički nagib proizvodne funkcije iznosi a = 0,4122, SEQ = 0,0178o Razlike izmedju interval-nih koeficijenata za ove dve grupe su značajne (p. t-0^7^23 )• Kako kod prosežnih proizvodnitL koeficijenata tako i ovde treba uzeti u. obzir razlike u strukturi industrige u tom perioda da bi se astanovilo koliko one utiču na vred« nosti intervalnih. proizvodnih koeficijenata u pojedinim re-publikamao U nedostatku odgovarajučih podataka ovde cemo razmotriti neke druge moguce uzroke razlika a tiia vrednosti-ma0 Ako posmatramo vrednosti intervalnih i prosečnili proiz-vodnih koeficijenata a odnosa na prosečnu stopu rasta fik-snili f ondova u proteklom periodu, vidimo da su prosečne vrednosti za pojedine republike veoma slične, izuzev za BiH i Crnu Goru, sa jedne strane, dok su vrednosti intervalnog proizvodnog koeficijenta negativno korelirane sa prosečnom stopom rasta fiksnih fondova, s droge strane«, Što je bila veda stopa rasta fiksnih fondova9 to je manji inte^alni proizvodni koeficijente Kako su vrednosti prosecnih koefici-jenata slične, ova se tendencija još lepše pokazaje ako posmatramo proseSna vrednost elasticiteta proizvodnje u odnosa na fiksne fondove u proteklom periodu« Ovde se kao jedini izuzetak izdvaja Crna Gora, ali se u tom slučaja oči-to radi o veoma niskoj vrednosti prosečnog proizvodnog koe-ficijenta, tako da elasticitet ispada viši« Ptš & 240, .. . Medjutim, kako su se u proteklom periodu po osetno višim stopama rasta fiksnih fondova izdvajale baš manje raz* vijene republike od razvijenijih, ova negativna korelacija može u stvari da odražava I jednu. i drugu karakteristiku odjednom«, Da bi se pokušalo da se nešto pobliže sagleda uticaj visokih stopa rasta fiksnih fondovas sa Qedne9 i stepena razvijenosti^ sa druge strane8 na grafa 17 prezen-tirane su odgovarajuče vrednosti za potperiode 1952-1957© i 1957-1962« Jedina razlika je a tome što su ove vrednosti intervalnih proizvodnili koeficijenata izračunate na.bazi prve i poslednje godine potperioda, dok su vrednosti u ra-nijem grafu bile izračunate na osnova proizvodnih funkcija© Prvo što se može zapaziti jesa dosta niže prosečne stope rasta f iksnih f ondova u drugom delu. perioda« U manje razvi-jenim repablikama sa one više nego upola manoe«, Drugo, a svim slačajevima 9 osim Srbije, gde su kako razlike a inteiv valnim koeficijentima tako i razlike a stopi rasta fiksnih fondova za oba dela perioda veoma male, intervalni proizvod-ni koeficijent je viši u drugom delu perioda kada je proseč-na stopa rasta fiksnih fondova manoao To dalje znači da se ovaj fenomen pojavloaje kako a manje tako i u više razvije-nim republikama, da ga niži stepen razvijenosti možda još potenciraj ali da on svakako nije jedini azrok tim razlika-ma. Interesantno je primetiti da u svim slučajevima kada intervalni proizvodni koeficijent prelazi 084 proseSna stopa rasta fiksnik f ondova ne prelazi 11%, odnosno da ako stopa rasta fiksnih fondova prelazi 15%? intervalni^koefi-cijent pada čak ispod O953» Mada se na osnovu ovih. posma-tranja ne mogu izvesti neke odredjenije generalizacije, u ovom konkretnom sla6aga vrednosti na grafu 17 nagoveštavaja oblik jednakostrane hiperbole0 Izgleda da sa, grabo.uzeyšif a indastriji vrednosti intervalnog proizvodnog koeficijenta za ova dva potperioda obrnuto proporcionalne prosečnoj sto-pi rasta fiksnih f ondova0 Prosečna stopa rasta fiksnih fondova indicira br-zinu porasta jednog dela materijalnih proizvodnih faktora. G?af 17 0.80 0.70 0.60 0.50 0.40 0.30 0.20 0.10 INTERVALNI PROIZVODNI KOEFICSJENTI l PROSEČNE STOPE RASTA PIKSNIH PONDOVA ZA INDUSTRIJU BH • peffiod 1952-1957, O period 1957-1962. CG » l i_____I_____I---------1---------1—-----1---------'?, H 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24 26 28 30 32 34 36 38 40 242 o Na prvi pogled bi se moglo reci da što je brži taj porast to 6e vedi biti proizvodni efektju To bi svakako bilo tako kad se ova teza ne bi sukobljavala sa realnim mogacnostima privrede odnosno društva da sav taj porast f iksnih f ondova efikasno apsorbuje« Kako visoka prosečna stopa rasta fiksnih fondova u vedini slučajeva praktično znači i visoko ucešce investicija u draštvenom proizvodu, jedan od negativnih. efe-kata je subjektivne prirode - destimulacija zbog takvog od-nosa izmedju potrošnje i investicija /1 /9 / 2® /© Sa druge strane9 posto^B prepreke objektivne prirode kako a sferi same investieione delatnosti tako i kasnije što se tice efi-kasnosti koriščenja vec aktiviranih fIksnih f ondova« Velik obim investicija stvara prenapregnutost gra-doevinskih i projektantskih kapaciteta 9nestašicu odgovara-jučih kadrova i materijala9 čiji je sumarni rezaltat sporo aktiviranje opredmecenih investicija odnosno visoko ucešče investicija a toka u fiksnim fondovima na lica mesta© Pri-meri iz naše prakse potvrdjuju ne samo da oe taj efekat pri-sutan ved i da je i kvantitativno veoma važan« Što se tice uticaja na proizvodne koeficijente, visoko uSešce investi-cija u toku na odgovarajuči nacin smanjaje vrednost proseS«-nog proizvodnog koeficijenta^ računato na bazi fiksnih fon-dova na lica mestaj, dok pogotova veliki efekat ispoljava kroz niske vrednosti intervalnih proizvodnih koef icijenata« Naime, dok kod odnosa ukupne proizvodnje i nove vrednosti fiksnih fondova investicije u toka ipak ne predstavljaju toliko velik ponder^ u odnosu. priraštada je numericka vred-nost dosta osetljivija jer se9 eeteris paribas^ za odredje-ni period uporedjuje samo proizvodnoa novih preduzeca sa svim investicioamaa bilo da su one aktivirane kao osnovno sredstvo ili ne» Mada je ovao negativni efekat u sferi investicione izgradnje značajan9 visoka stopa rasta fiksnih fondova može imati negativnih posledica po efikasnost iskorišdavanja ved aktiviranih osnovnih sredstava ukoliko se ne mogu u potreb-nom vremenu obezbediti komplemen&arni proizvodni faktprio Za ovo je opet potrebna struktarna askladjenost privrede, 243. koja je obično odsutna baš u uslovima veoma brzog rasta, tako da se prepreke efikasnom iskoriščavanju. osnovnih sred-stava onda pokazuju kao strukturna neuskladjenost na doma-čem tržištu i pritisak na platni bilans« Jedan od odlučuju-6i3i faktora koji predstavlja značajno ograniSenje efikasnom iskorišdavanju brzo rastucih fiksnih fondova jeste kvalitet kadrova koji su za to potrebni, a baš njihov "aktivizacioni period", tj«, adekvatno školovanje, je duže nego kod drugih. proizvodnih faktora© Dakle, postoji niz razloga koje upaduja na zaklja-Čak da negativna korelacija izmedja prosečnih stopa rasta fiksnih f ondova i vrednosti intervalnog proizvodnog koef i-cijenta odnosno elasticiteta proizvodnje u odnosu na f iksne fondove predstavlja jednu tendencija na koju treba računati ukoliko se radi o visokim stopama rasta fiksnih fondova« Ne-razvijene zemlje, a i još više njihovi manje razvideni de-lovi treba da računaju s tim da veoma brz porast fiksnih. fondova znaoi niz askih grla koja se u takvoj privredi $oš brže i cešče pojavloaju i niski proizvodni efekat po jedi-nici uloženih sredstava a jednom takvom periodu0 Koja je stopa rasta fiksnih fondova opttmalna sa dugoročnog sta-novišta poseban je problem, ali je očito da su i ovi krat-koro5ni odnosno srednjeročni aspekti problema jedan od ele-menata koje treba uzeti a razmatranje kod jedne takve odluke, Mada se u našem slucaju slična tendenci^a pojav-ljuje i na nivou privrede, \i industridi su ovi odnosi dale-ko izrazitiji ved zbog toga što se ovde radi o vanredno vi-sokim stopama rasta fiksnih. fondova odnosno širokom dija-pazona tih stopa, pa je prirodno da 6e se ovde najpre i najjasnije ispoljiti« Odnosno9 slični odnosi u privredi su pre svega rezultat ovakvog razvoja u industriji u posmatra-nom periodiu Na krajUj pomodu analize u odredjenom trenutka mo-že se na jedan nezavisan nacin dobiti potvrda hipoteze da razlike u prosečnim proizvodnim koeficijentima u industriji izmedju pojedinih republika nisa velike i da su neki opšti faktori, koji su. delovali na kretanje a industriji a celoj 244, zemljig bili u. celini daleko snažnigi od faktora specific-nih za pojedine republikeo Mada šest republika predstavlja veoma mali broj posmatranjaf graf 18 i rezultati u tabeli 34 jasno ukazuju na neke karakteristike koje govore u pri-log iznesene hipoteze« Tabela 34 Proizvodni koeficijenti fiksnih fondova za industriju u Jugoslaviji (po godinama) Vremenski presek — republike Godina Koefieijent Standardna Slobodan Koeficijent nagiba greška 5lan korelacije a SE^ b r 1952, 0 t3*54 0 ,0287 + 1 »7 0 »986 1953. 0 934O8 0 ,0367 "i ,5 0 »978 . 1954o 0 ,3471 0 ,0430 -¦ 1 ,7 0 ,971 1955o 0 ,3683 0 ,0486 0 *7 0 ,967 1956o 0 ,3700 0 ,0439 - 6 »0 ¦ 0 ,973 1957. 0 ,4174 0 ,0542 -11 *3 0 ,968 1958O 0 ,4379 0 ,0536 -12 ,3 0 ,971 1959o " . 0 ,4672 0 9 0542 . -15 ,8 0 „974 1960 • 0 ,5009 0 ,0560 -18 0 ,976 1961. 0 94803 0 ,0535 -14 0 ,976 1962. 0 ,4770 .0 #0526 -15 ,6 0 ,976 Naime$ ako posmatramo raspored vrednosti za po-jedine republike za neku odredjenu godinu^ vidimo da one leže približno na jednoj pravi« Ukoliko bi vrednosti proseč-nog proizvodnog koeficijenta za sve repablike bile ta5no iste9 ležale bi na pravoo koja prolazi kroz koordinatni po=-Setak i ima nagib kcgi odgovara vrednosti prosečnog proiz^ vodnog koeficijenta9 Koeficijent linearne korelacije je ov-de visok 11 svim siučaoevima i značajan9 dok je slobodan clan mali po apsolatnoj vrednosti I u nijednoj godini nije zna-čajno različit od nuleo Dakle9 povecanje ili smanoende pro-sečnog proizvodnog koef icijenta sa porastom veličine f iksnih Gmf 18 p VREMENSKI PRESEK PROIZVODNIH KOEPICIJENATA ZA INDUSTRIJU REPUBLIKA 500 — — 1952 1960 400 - - 300 - • H - •SL 200 •b 100 - # H #S SL — n • M B •m CG • u 500 - - 400 _ 1957 1982 - • ¦'"' H jOO •s 200 • H SL •b 100 - • B — n CG •« 1 1 1 1 1 •m • CG*, , , 1 1 1 I f 1 - 500 - 400 - 300 — 200 - 100 0 - 500 - 400 300 — 200 - 100 ro 100 200 300 400 500 600 700 100 200 300 400 500 600 700 800 900 246 e fondova nije zna^ajnos a i numeriŽSki oe zanemarivoo Pored ovogas pretpostavljenu hipotezu potvrdjuju i godišn-je vred-nosti nagiba ovih, lineamih regresija koje pokazuju istu ten-denciju trenda a toku perioda3 kao što je to slucSaj sa pro-se&nim proizvodnim koef icijentima u. industriji za Jugoslavi-ju a celini (vidi tabelu, 29 )e Čak sa i numeričke vrednosti veoma bliskee \ m m t Za industriju u svim repablikama je u proteklom perioda karakterističan Teoma brz porast fiksnih fondova i draštvenog proizvodac Pošto je dinamika porasta obe katego« rije bila veda nego u drugim sektorimag industrioa zaazima sve veči udeo a straktari privrede^, kako kod fiksnih f ondova tako i kod društvenog proizvoda« Manje razrijene republlke pokazaju brže stope porasta od razvijenlh,« Naročito su izra-zite te razlike kod fiksnih fondova« Zbog veoma visokih sto-pa rasta fiksnih fondova a Crnoj Gori i Makedoniji odgovara-ju.6i intervalni proizvodni koeficijenti sa niži od onih za druge republike i trend proseČnog proizvodnog ^oeficijenta za ceo period a ove dve repablika nije značajan^ iok a drugim repablikama znacajno raste« \ Raspored odstupanja od odgovarajučih proizvodnih funkcija za pojedine repablike je a industriji veoma specifi-5an«, Naime^ ova odstapanja nisu medjasobno nezavisna« Pored toga je veoma interesantno da je raspored odstupanja slican u svim republikama9 što govori a prilog Mpotezi da sa pdstu-panja u, poo©dinim godinama odnosno periodima pretežno rezal-tat delovanja nekih opštih faktora a manje faktora koji sa specifični za pooedine republike* < U drugom delu perioda su intervalni proizvodni koeficijentl viši nego a prvom delu i prosečni proizvodni koeficijent brže raste0 U drugom dela perioda je prosečna stopa rasta f iksnih f ondova u indastriji u svim repablikama mangae Smanjiaj© se i udeo investicija a toka a fiksnim fon-dovima na lica mesta9 što $e verovatno jedan od razloga goiv 247. " ¦ ' njih promena u proizvodnim koeficioentima. Zapažena je ne-gativna korelacija izmedju prosečne stope rasta fiksnih fon-dova i intervalnih proizvodnili koeficijenata odnosno elasti-citeta proizvodnje u odnosu na fiksne fondove, što je odraz ograničene apsorpcione mogucnosti privrede. To je i razlog da su ovi elasticiteti u razvidenim republikama viši«, 248. POLJOPRIVHEDA Postcgi niz razloga zbog kojih je poljoprivreda najnezahvalniji sektor za analizu proizvodnih koeficijenata« ISgzogeni faktori, pogotovu prirodni^ u, velikoj meri utiču na sam proces proizvodnje i tako dovode do velikih koleban^ja u ovoj oblasti društvene proizvodnje« Različiti geografski, pe-dološki i meteorološki uslovi u, odredjenoj meri determinišu vrsta i nacSin poljoprivredne Droizvodnje^ ali je širok dija-pazon tehnologije u ovcg oblasti proizvodnje a velikoj meri posledica specifičnih. socioloških i ekonomskih faktora© Pored toga u poljoprivredi je a znatnoj meri zastapljena i natural-na potrošnja, tako da je tačnost podataka o proizvodnji u o-voj oblasti svakako manja nego a drugim sektorima« Isto važi i za proizvodne faktore, mnogo sredstava za rad nisu nikada prošla tržište i bila evidentirana, utrošak radne snage se takodje samo grubo procerguje« Proizvodna funkcioa na bazi fiksnih fondova defi-niše proizvodnju kao fonkcija jednog eksplicitnog faktora proizvodnjes dok je uticaj ostalih faktora proizvodnje izra-žen kroz parametre te funkcije odnosno odstupanja od njee U polooprivredi je aticaj ostalih faktora i uslova u odnosa na uticaj velicine fiksnih f ondova vedi nego u drugim sektorima* Jedan dodatni razlog tome leži a cinoenici da osnovni faktor proizvodnoe u toj oblasti, tj0 zemlga.9 nije ukloučen u ovim ocenama u f iksne fondove* Jedan veliki prt>blem a poljoprivre-di je takodje efikasna organizacija proizvodnje a odredgenim institacionalnim aslovlmae Očito je da je asocijacija fiksnih. fondova i proizvodnje a poljoprivredi iz navedenih razloga dosta slabao Uticaj onlh. faktora kojl nisa korelirani sa fik-snim fondovima je veoma zna5ajan» Ocena proizvodnih koefici-jenata na osnovu, ovde specificirane proizvodne funkcije če imati velike standardne greške5 ali je zbog specifičnosti poljoprivrede teško aociti neka zadovoljavajaču alternativu koja bi uspela da reši sve probleme« Serije godišnoih vrednosti prosecnog proizvodnog Tabela 35 ProseSni proizvodni koeficijenti fiksnih fondova za pol;joprivredu (po republikama) Jugosla— vija Srbija Hrvatska Slovenija Bosna i Herceg* Makedo nija Crna G-ora 1952. 0,2609 0,2664 0,2262 0 2149 ( 3272 0,3906 0,2929 1953. 0,3726 0,4217 0,3081 0,2044 0,5030 0,4945 0,3383 1954. 0,3175 0,3299 0,2939 0,2361 0,3714 0,4586 0,2843 1955. 0,3827 0,3953 0,3581 0,2527 0,5004 0,5352 0,3413 1956* 0,3023 0,2915 0,2884 0,2401 0,3500 0,5219 0,3756 1957. 0,4231 0,4625 0,3807 0,2514 0,5146 0,5933 0,4136 1958. 0,3584 0,3291 0,3656 0,3127 0,4452 0,5313 0,3480 1959. 0,4472 0,5179 0,3639 0,2580 0,5896 0,5126 0,3836 1960. 0,3723 0,3913 0,3374 0,2618 0,4866 0,4713 0,3527 1961. 0,3457 0,3451 0,3275 0,2555 0,4899 0,3965 0,3992 1962. 0,3316 0,3495 0,3152 0,2265 0,4178 0,3853 0,2967 ro vD 250, koeficioenta za poljoprivredu u, tabeli 35 ispoljavaju velike varijacijetiz godine u g©din&9 kao rezultat Tarioacija u. proizvodnjio Vrednosti po republikama s\x dosta slične9 s tim da se izdvaja Slovenija sa najnižim vrednostima i Bosna. i Hercegovina i Makedonija sa višim vrednostima« Bez detaljni-jeg poznavanja strukture i uslava proizvodnje u tim slučaje-vima teško je tragati za uzrokom tih razlika3 ali se cini da sa niske ¦vrednosti za Slovenioa rezaltat kapitalno intenziv-nije poljoprivrede i delimicno lošijih. klimatskih i geograf-skib. aslova« Što se tiče numerickili vrednosti prosecnog pro-izvodnog koef icijenta za poljoprivredu. a odnosu na odgovara-jace vrednosti za ostale sektore? oni sa u svim repablikama vedi od vrednosti za saobradaj i manji od vrednosti za sek-tor ostalo 9 dok a odnosa na vrednosti za indnstrioa ova jednoobraznost ne postoji© U Bosni i Hercegovini9 Makedoni-ji i Crnoj Gori su vrednosti za poljoprivreda značaono vece od vrednosti za industrija, \i Hrvatskoj i Sloveniji važi obrnato^ dok za Srbiju razlika nije znacajna« Kako je Srbija naovažniji poljoprivredni rejon Jugoslavijef a saprotne ten-dencije se kompenziraju* vrednosti za Jugoslaviju u celini takodje nisu znacajno različiteo U rodnim godinama je veči prosecni proizvodni koeficijent u poljoprivredij, a u nerod-nim godinama za indastriju« Zajednička karakteristika proizvodnili funkcija za poljoprivreda jesa niske vrednosti koeficijenta korelaci« je a poredjenju sa proizvodnim funkcijama za ostala tri ve-lika sektora« No i pored toga linearna korelacija izmedja fiksnih. fondova i proizvodnje je i u poljoprivredi značajna« Niži stepen korelacije ima za posledicu da su standardne greške parametara proizvodne fankcije velike^ tako da su intervali paverenja intervalnog proiiavodnog koeficijenta za poljoprivreda veoma velikio Zbog toga je bila u večini slačajeva onemogučena diskriminacioa kada se testiral« zna-čajnost razlika u nagibima sektorskih proizvodniii f ankcioa po republikama« Iz istog razloga se i razlike u intervalnim proizvodnim koeficijentima za pojedine repablike u poljopri- Tabela 36 Proizvodna funkcija na bazi fiksnih fondova za poljoprivredu (za Jugoslaviju i po republikama) Vremenska serija 1952-1962. Interval- g. Koefici- Durbin Yon Neu- Prosečni proizv •koeficid« ni proiz- ^,«^^ QJ.ODO-- jent ko- Watson mann kvo Interval -fceo- Prosek za eficijent SreSica U.cill član relacije cient retskih vred— nosti period ^52-62 b rPK d P52-P62 Jugoslavija 094148 0,1296 -94,5 0,730 2,13 2,34 0,3474-0,3681 0,3570 Srbi^a 0,4169 0,1682 -33,4 0,637 2,65 2,91 0,3666-0,3828 0,3739 Hrvatska 0?4578 0,1195 -55,1 0,787 1,48 1?63 0,3065-0,3467 0,3257 Sloveniia 0,3011 0,0777 -10,1 0,791 l,30+ 1,43 0,2392-0,2572 0,2476 Bosna i Herc« 0,6584 0,2565 -30,1 0,650 2,58 2,84 0,4290-0,4880 0,4561 Makedoni;ja 0,3053 (0,1016) 13,8 0,708 0,72++ 0,79++ 0,5384-0,4294 0,4765 Crna G-ora 0,4047 0-1342 - 1,3 0,709 1,78 1,95 0,3411-0,3585 0,3487 ro + Mvo signif ikantnosti ++ Nivo signifikantnosti 5% Gmf 19 P 5001— 400 LX 300 C\J 200 S00 BH S X CG M SL I PROIZVODNE PUNKCIJE ZA SEKTOR POLJOPRIVREDE ( 1952-1962.) 1 K 100 200 300 400 500 600 700 800 900 1000 1100 253. vredi ne pokazuju znacajnim CBV ^ = 0,08) f mada se vrednos-ti ocene u taSci (vidi tabela 36 ) u nekim slucajevima dosta razlikujuu Linearna specifikacija se pokazala kao neadekvat-na jedino kod Makedonioe^ raspored odstupanja je takav da su vrednosti za prosečni proizvodni koeficijent za Makedoniju u tabeli 36 precenjene©* Dinamika prosečnog proizvodnog koefici«* jenta a pol.ioprivredi ' Zbog velike varijabilnosti proizvodnih koeficije-nata u poljoprivredi je takodje teško oceniti tendenciju pro-mena prosečnog proizvodnog koeficidenta« Tako prema t-testa slobodan 61an a proizvodnoj funkciji ni a jednom slačadu nije različit od nule9 tako da bi se moglo zakljaciti da ne postoji značajan trend prosečnog proizvodnog koeficijenta u poljoprivredi i da možemo ovaj koeficijent smatrati približ-no konstantnim u vremena« Drugim re5ima9 podaei sa toliko ˇarijabilni da ne pružaju osnov za neka alternativnu hipote-zuo Prema proizvodnoj f unkciji vrednosti a tabeli 36 pokazu-qu veoma blago povecanje a svim slačaoevima31* osim & Makedo-niji, gde je pad koeficijenta precenjen« Gornoe zapažanje se odražava i na proseSnim sto-pama porasta proizvodnih koeficijenata u poljoprivredi u posmatranom periodu^ koje su, kao i u sektoru ostalo+, znat-no niže nego za privredu a celini« Ove veoma spore promene u ocenjenim vrednostima proizvodnog koeficijenta uzrok su i neznatnim promenama elastieiteta u toku perioda odnosno nji-hovoj maloj apsolatnoj vrednosti«, Ova kretanja su rezultat relativno niskih proseS-nih stopa rasta fiksnih. fondova a poljoprivredi, od.kojili su. nešto niže još samo one u saobracaju, kao i društvenog pro-izvoda, koje su niže nego u ostalim sektorima privrede* In- m. Vidi komentar u glavi o Makedoniji, Za Slovenija Kendallov test rangova prosečnili proizvodnili koeficijenata u poljoprivredi pokazuje čak značajan ras-tuči trend, što nije slu5aj sa t«testome S^tim u vezi komentar je dat u glavi o Slovenijio 254, teresantno je da sa prosečne stope rasta po repablikama veo-ma slične prosecnoj stopi rasta za Jugoslaviju u celini (397%) jedino u Makedoniji su ulaganja u poljoprivredu rasla osetno brže© Kako je ujednačenost prosečnih. stopa rasta društvenog proizvoda 30Š vecaj, sličan je i relativan porast prosecnog koeficijenta (osim za Makedoniju)* Još jedna karakteristika koja je zajednička svim repablikama je opadanje učešca fiksnih fondova poljoprivrede u privrednim fiksnim fondovima« Ova je tendencija bila naro«-5ito naglašena u Bosni i Hercegovlni i Cmoj Gorio Osim Sr*-bije i Makedonioe, gde poljoprivredni fiksni fondovi preds-tavljaju jednu tredina odnosno jedna cetvrtina privrednih fiksnih fondova, u ostalim republikama je taj adeo dosta nižio Zbog zaostajanja stope rasta društvenog proizvo-da opada i udeo poljoprivredne proizvodnje u, draštvenom pro-izvoda privrede« U tom pogledu ima osetnih razlika medja republikama«> Tako na kraja perioda poljoprivreda daje oko jedne trecine ukupne proizvodnje a Srbiji i Makedoniji, dok je taj procenat spao u Sloveniji več na 12%e U Hrvatskoj, Bosni i Hercegovini i Omoj G-ori on iznosi oko 20% o Raspored odstapanoa od regresionih pravih pokaza-je da su velike varijacije u godišnoim vrednostima dmštve-nog proizvoda a poljoprivredi zajedniSka karakteristika po-Ijoprivrede u svim republikama i to ne samo po intenzitetu več da se ta odstapanja podudaraju i a vremenao Ovaj raspo«-red do 1960« godine ukazuje na tendencioa ka negativnoj autokorelaciji, kooa9 medjatim, nlje znača3nao Možerse aoči-ti da se kod poljoprivrede do 1959« godine pozitivna odsta-panja povečavaja a negativna smanjujae Prema tome, mada se % Na bazi proizvodnih funkcioajdinamika draštvenog proizvo-da kao i proizvodnog koeficijenta na osnovu vrednpsti za 1952o i 1962* godinu ovde očito upučuge na pogrešne zak-ljučkeo Naime9 prividno visok porast društvenog proizvoda odnosno proizvodnog koeficijenta po toj metodi posledica je vanredno niskog nivoa proizvodnje u 1952« godini« Tabela 37 Keki strulcturni i dinamički pokazatel^ji za sektor poljoprivrede (po republikama) Period 1952-1962« Jugosla- Srbija Hrvat— ska Sloveni- BiH Makedo-nija Crna Gora [jSešde u fiksnim fondo— vima republike (u$) 1952 1962 • 27?6 . 24,0 37,3 3392 25,0 2196 18,1 17,0 20,3 14,7 27,8 26,5 24,8 13,0 Prosec5na stopa rasta (u fiksnih f ondova i društve-nog proizvoda saobracaja u Jugoslavioi, ovo samo neznatno atiče na odgovarajuce vrednosti za Jagoslaviju u celini. Dinamika prosečnos proizvodnog koefici.jenta a saobraca.ja Trend prosečnog proizvodnog koeficijenta u sao-bracaju je visoko signifikantan u svim slučajevima« Ova kon-statacija važi kako za Kendallov test rangova godišnjih vre-dnosti prosečnog proizvodnog koeficijenta tako i za t-test slobodnog člana a proizvodnim funkcijama« Dinamika porasta prosečnog proizvodnog koeficijenta je u svim slačaoevima znatno veca nego u drugim sektorimao čak u. Makedoniji, gd© je porast nadmanji9 prosecni proizvodni koeficioent je ras-tao u tom perioda po prosecncg stopi od 4?4% godišnje, dok odgovarajada vrednost za Jugoslaviju. a celini iznosi 6^7%« "Veliko povedanje prosecnog proizvodnog koeficijen-ta u saobračaju rezaltat je veoma brzog porasta društvenog Jedini iza&etak a nekim repablikama predstavlja uporedji-vanje ovih vrednosti.sa vrednostima intervalnog proizvod-nog koeficijenta za poljoprivreduo Zbog vanredno velikih standardnih grešaka koeficioonata za poljoprivredu a tim slačajevima formalna diskriminacija nije bila moguda2 ali zaključak očigledno važi« G?af 21 P 400 r- o C\J BH • s #Af • CG • s *J=BH *SL,M S %BH +BH mco • H flce • 52, • w • SL %BH -3 - -4 - -5 —fi ___________1_______ 1 -------1--------- 1 • 1------------- 1 1952 1953 1954 1955 1956 1957 1958 1959 1960 1961 1962 • 7 Tabela 40 ISTeki strukturni i dinamički pokazateldi za sektor saobračaja (po republikama; Period 1952-1962. Jugosla— vija Srbi^ja Hrvatska Sloveni— ja BiH Makedo-ni;ja Crna G-ora Učešce u fiksnim fon- 1952d dovima republike (u$) 1962. 39,7 32,5 34,2 28,2 43*8 38,8 42 35 39,2 28,3 42,9 29,6 46,5 37,2 Prosečna stopa rasta (u$) 1. Piksnih fondova 2O Društvenog proizvoda 3,1 3,1 3,3 2 ,0 2,9 3,1 7,7 a) prema proizvodnoj funkci^i 10,1 9,9 9,2 9 f6 11,6 7,7 28,4 b) na osnovu 1952« i 1962• godine 10,4 10,1 9,7 12 »1 10,4 8,0 20,8 3« Prosečnog proizrodnog koeficijenta a) Brema proizv«funkoioi 6,7 6,6 5,6 7 »4 8,4 4,4 19,3 b) Na osnovu 1952« i 1962. godine 7,1 6,7 6,2 9 ,8 7,3 4,7 12,2 Elasticiteti proizvodnje u odnosu na fiksne fondove 1952. Prosek za period 1962. 4,53 3,15 2,35 4,35 3,12 2,29 3,60 2,65 2,08 6 4 3 ,69 ,58 .27 5,96 3,59 2,65 3,07 2,47 1,99 10,22 2,59 1,75 ro cr* 266. proizvoda u ovoj oblasti u toku čitavog posmatranog perioda« Za Jugoslaviju. prosečna stopa rasta društvenog proizvoda iz-nosi 10^1%, Sličan tempo porasta karakterističan je i za sve republike* Ova ajednačenost prosecnlta. stopa rasta po republi-kama može se zapaziti i u slačaju fiksnih fondova saobradaja, mada na jednom niskom nivou od oko 3% godišnje, Jedino odgo-varajuce vrednosti za Crnu Goru odstupaju po numeri&koj vred-nosti od ovih zajedničkih tendencija, ali su visoki relativ-ni pokazatelji u ovom slučaju očito posledica niskih. apsolat-nih vrednosti posmatranih ekonomskih kategorijao Ove se karakteristike odražavaju i na numeričke Trodnosti elasticiteta proizvodn-je u odnosa na fiksne fondo-veo Eazlika izmedja intervalnog i prosečnog proizvodnog ko-eficijenta je toliko velika da su uprkos vanredno visokim stopama rasta prosečnog proizvodnog koeficijenta ti elasti-citeti i na kraju. perioda još praktično a svim slačadevima vedi od 2C To dal^e znaci da je koeficijent elasticnosti prosežSnog proizvodnog koeficijenta u saobračaja još avek ve-6i od oedinice, tj0 ne samo pozitivan ve6 da se prema pro-izvodnoj funkciji može još očekivati da prosečni proizvodni koeficijenti neče rasti sporije od fikanih fondova (ukoliko se ne promen« parametri proizvodne funkcioe)<> Utica.i promena a saobrača.iu. na plobalni proizvodni koeficinent Jedna dalja zajedniSka karakteristika sektora saobradaja jeste opadanje ucešca fiksnih fondova saobračaja u fiksnim fondovima privrede, dok ačešde društvenog proizvo-da saobradaja a akupnom društvenom proizvodu ostaje pri-bližno konstantno ili pokazuje neznatno povecanje0 Zaosta-janje dinamike porasta fiksnih fondoTa u saobračaju za po-rastom u ostalim sektorima privrede az istovremeni brzi po-rast društvenog proizvoda jeste odraz sve boljeg, a pone-kad i prekomernog korišdenja kapaciteta u ovoj infrastruk- . tumoo oblasti privrede«, Opadanje učešča saobracaja je u svim republikama veoma izrazito* Čak u Hrvatskoj, koja kao republika sa najviše fiksnih fondova i najvecim društvenim 267. proizvodom u saobračaju (tjo gde je saobradaj izuzetno važ-na privredna oblast) pokazuje najmanoi pad, ačešče saobraca-ja u proizvodnim fiksnim fondovima opalo je u toku posmatra-nog perioda od 435,8% na 389W° (tj« za pet strakturolb. proce-nata)d U ostalim slucajevima ova se tendencija još jaSe ispo Ijila, tako da su strakturae promene 30Š vede« Promene u sektorskoj struktori fiksnih fondova u periodu 1952-19620 s\x u glavnim crtama iste a svim republi-kamas učešče saobračaja je znatno opalo? opada takodje i učešde poljoprivrede ali osetno sporijee Ova relativna sma-njenja kompenzirana sa veoma brzim porastom učešda industri-je, dok acešde sektora ostalo+ a privrednim fiksnim fondovi-ma ostaje približno konstantno0 Strukturna komponenta po-rasta globalnog proizvodnog koeficijenta je u stvari ponde« risana promena u struktarnim koeficioentima 9 gde su ponderi sektorski proizvodni koeficijenti« Negativne promene u sao-bradaju i poljoprlvredi zajedno približno su kompenzirane pozitivnom promenom kod industrijeo Pošto su prosečni pro-izvodni koeficijenti za industriju i poljoprivredu a prvoj aproksimaciji dosta bliskiXj a prosečni proizvodni koefici-jenti za saobracaj su najmanje pet pata niži od onih za in-dustrija, očito je daj, grubo azevši^ promen© koje se dešava-ju a saobradaju predstavljaju bazu za veličina i predznak struktorne^komponente promena globalnog proizvodnog koefici-jenta e Pored ovoga moglo bi se reči indirektnog efekjba, preko strukturne komponente postoji i direktni efekat rani-je analiziranih karakteristika i tendencija proizvodnog ko-eficijenta u saobradaja na globalni proizvodni koeficijent«, Kao i indirektan efekat preko struktvirne komponente i ovaj efekat je u posmatranom periodu pozitivano Da bismo taj efe-kat-izolirali« a tabeli 41 izračunati su pored ve6 poznatog % Mada je u Hrvatskoj i Sloveniji prosecni proizvodni koefi-cijent za industriju značajno ve6i? a a Bosni i Hercegovi-ni i Crnoj Gori značaono manji od proizvodnog koeficijenta za poljoprivredUj kako u ovim tako i a drugim slučajevima količnik odgovarajačih vrednosti za oba sektora nikad ne prelazi 2e t- Tabela 41 Uticao promena u proizvodnom koeficijentu u saobračaju na globalni proizvodni koefici;jent Jugoslavija i republike 1952-1962« "~~ Jugoslavi- Srbiia ftrvatska Sloveni- BiH Makedo- Crna .a brbi^a hrvatsica ja BiH ni;ja Gora Ocenjene vrednosti pQo 0,2363 0,2673 0,2235 0,2042 0,2241 0,2984 0,2126 Hipotetičke vred- nosti pot 0,2534 0,2820 0,2403 0,2324 0,2242 0,3370 0,2087 pso 0,2505 0,2802 0,2377 0,2167 0,2420 0,3078 0,2386 § pst 0?2650 0,2926 0,2529 0,2426 0,2371 0,3436 0,2296 OJ Indeks strukturne ^fL") 107,3 105,5 107,5 113,8 100,1 113,0 98,2 komponente ^ ^ Standardizirani I^^t^ 106,0 104,8 106,4 106,1 108,0 103,2 112,3 indeks s^hJ Indeks ukupne pret- I 112,2 109,5 113,2 118,8 105,8 115,2 108,0 postavljene promene p? s(L) - p0Q p,s a p0Q 269. hipotetiSkog agregata pQ^ i hipotetički agregati p (koji pokazuje koliki bi bio globalni proizvodni koeficijent a pe-riodu t9 pod pretpostavkom da se promenio samo prosecni pro-izvodni koeficijent u saobracaou* a da su ostali konstantni kako proizvodni koeficijenti a ostalim sektorima tako i sek-torska struktura u, celini) i p . (isto kao gore9 samo sa stvamom strukturom perioda t)c Ako najpre pogledamo indeks strukturne komponente, vidimo da je struktami ©fekat neznatan is prema tome9 zane«-mariv u slučaou Bosne i Hercegovine i Crne Gor8c Odsustvo jačeg pozitivnog struktuinog efekta \x ova dva slucaja proizi-lazi iz toga što su vrednosti prosečnog proizvodnog koefici-jenta za poljoprivreda9 6ije ucešce baš a tim republikama brzo opadas vede od odgovarajuče vrednosti za indastrija^ ta-ko da se ova negativna razlika kompenzira sa pozitivnom raz-likom u. vezi sa saobradajemo Indeks strukturne komponente je najvišl u slučaou Slovenije i Makedonioe9 gde je on praktiS-no u celini posledica straktarnih promena izmedju industrije i saobračaja jer oe u,češce poljoprivrede i sektora ostalo+ u fiksnim fondovima privrede ostalo skoro istoe Standardizirani indeks Io/-T\ pokazaje relativnu 3\±JJ promenu globalnog proizvodnog koeficijenta koja je rezaltat direktnog efekta promene prosečnog proizvodnog koeficijenta u saobradaju kod konstantne strukturee Vidimo da je ovaj efe-kat u više slucaoeva približno j©dnak efektu struktarne kom-ponente& dok je za Bosna i Heroegovina i Crau (Jora daleko ve-» 6i jer je straktarna komponenta tamo nepovoljna9 odnosno nez-natna« Uprkos veoma malim apsolatnim vrednostima prosečnih proizvodnili koeficijenata u saobracaju je njihov vanredno « brzi porast u. posmatranom perioda osetno aticao na poboljša-? nje globalnog proizvodnog koeficijentao Prema proizvodnoj funkciji a tabeli 39 9 vrednosti p za ostale sektore se isto odnose na 0dg0vara3u.de vrednosti iz proizvodnih fonkGija? osim za Crnu Gora0 Razlog i ko-mentar za ovaj izuzetak Yidi a poglavlja o Cmoj Goric Za Crnu Goru to važi i za sektor ostalo • 270. Ovaj uticaj kretanja a saobradaju izgleda još dosta značajniji ako pretpostavimo da možemo spojiti direk-tan i indirektan efekat na taj načln što posmatramo razliku ^st "^ ^oo^9 ^° Pr0Diei3La u globalnom proizvodnom koeficijen-tu. zbog promene strukture i porasta proizvodnog koeficijenta a saobradaju, a da se ostali sektorski proizvodni koeficijen<= ti ne menoaju0 Relativno na vrednost globalnog koeficijenta u baznom perioda taj je efekat dat indeksom I_ _© Te vred- P$s nosti pokaza^a da su kretanja a saobračaja veoma Yažna kom- ponenta porasta globalnog proizvodnog koeficijenta a posma~ tranom periodao Npr« za Jugoslavija u celini globalni proiz-vodni koeficijent bi se9 po pretpostavci, povecavao po pro-sečnoj stopi rasta od 192% samo u zavisnosti od te komponen-te« Saobračaj predstavlja kapitalno najintenzivniji sektor privrede« Za fiksne fondove saobradaja karakteristič-na je njihova nedeljivost i dugi vek tradanja« 2bog toga su vrednosti prosečnih proizvodnih kpeficijenata u saobradaju daleko manje nego za droge sektore, pogbtova u ranim fazama privrednog razvoja« Ovo važi i za proizvodne koeficijente saobradaja u našim repablikama, kako za prosečne tako i za intervalnee U posmatranom periodu sektor saobračaja pokazuje sve karakteristike tnfrastrukture u brzo rastacoj privredi« Visoka atopa rasta društvenog proizvoda privrede a tom pe-rioda omogudaje bolje iskorišdavanje kapaciteta u saobrada-3a tako da druširveni proizvod u saobradaju raste čak nešto bržeo Dok učešde saobradaja u društvenom proizvodu privrede oataj« približno isto ili neznatno raste, učešde fiksnili fondova saobradaja u privrednim fiksnim fondovima a svim republikama brzo opada« Naimef zbog intenzivnijeg iskorišda-vanja ranioe podignatih objekata mogada o© velika razlika izmedju prosečnib. stopa rasta društvenog proizvoda i fiks- 2?le nih f ondova u saobračaou. (za Jugoslaviju. 10,3$ i 3»l%s> res-pektivno)© Ovo kretanje je rezultiralo u veoma visokim vred-nostima elasticiteta proizvodnje u odnosu. na fiksne fondove, tj. u velikim razlikama izmedju. vrednosti intervalnili i pro-secnih proizvodnili koeficijenata© Tako prosečni proizvodni koeficijent a saobracaju u svim slačajevima veoma brzo raste, u svim republikama je rastaci trend prosečnog koeficijenta visoko signifikantan* Ztoog toga saobra6ao vrši znatan aticao i na kre-tanje globalnog proizvodnog koeficijenta9 kako direktno ta-ko i indirektno preko strukturne komponentec Naimej, visoka stopa porasta prosečnog proizvodnog koefieijenta a saobraca-ju bi uprkos maloj apsolatnoj vrednosti povečanja u, odsas« tvu drugUi promena bila u stanja da dovede do povečanja glo-balnog proizvodnog koeficijenta za Jagoslavij^ za 6% u tom razdoblja© iko se tome doda još efekat preko strukturne komponente9 na osnovu rezoniranja da smanoenje učešča fik-snih fondova saobracaja kao sektora sa daleko najnižim pro-izvodnim koef icioentima omogačava da se poveca ačešče f ik-snih fondova sektora gde je taj koeficijent viši (konkretno industrije), onda bi taj zajednički efekat za Jugoslaviju za protekli period^ čija svaka komponenta posebno ima pozi-tivan efekat na povedanje globalnog proizvodnog koeficijenta, doveo do povečanja proizvodnog koeficijenta za privredu za 12,2». Očito je da je efekat ovog infrastrakturnog sek-tora na povedanje globalnog proizvodnog koeficijenta, ili na smanj.enje negativnih efekata u drugim sektorima9 u uslo« vima brzog privrednog razvoja -veoma znacajano 272. SEKTOR OSTALO* «- U ovom sektoru agregirane sa sre ostale proizvod-ne delatnosti koje nisu obuhvačene u, prethodna tri velika sektora« Ukoliko immemo šumarstvos koje se nalazi a sekto--ru "ostalo'% odnosno ostalo* zbog toga što su kod Vinskoga fiksni fondovi šumarstva dati medju ostalim proizvodnim f ik-snim f ondovima $ ovaj sektor sadrži uglavnom radno intenziv-ne delatnosti«, To a\x9 sa jedne strane^ aslažne delatnosti ko-je se po klasifikaciji SZS abrajaja a proizvodne delatnosti, dok gradjevinarstvoj, sa druge strane9 predstavlja materijal-nu baza jednog ^ažnog dela inresticione aktivnosti© Zbog pretežno radno intenzivnog karaktera ovih delatnosti njihov adeo a draštvenom proizvoda privrede je dosta znacajniji od udela u fiksnim fondovima privrede« Dok draštveni proizvod sektora ostalo+ predstavlja približno jed-nu petina draštvenog proizvoda Jugoslavije i pojedinih repab-lika, fiksni fondovi iznose samo oko 8% privrednih fiksnih fondova« Prema tome9 relativni proizvodni koefici^ent je ve-di od dva i vedi od ©dgovarajačih vrednosti za druge sektore« Moga se zapaziti velike sličnosti izmedja odgova-rajudih vrednosti za pojedine repablike u. tabeli42 e Gradje-vinarstvo kao i zanatstvo obuhTata po 1-2% fiksnih. f ondova u privredij sektor "ostalo" oko %, a ceo agregat ostalo oko 8%w Uporedjajaci ove vrednosti za 1952e i 1962O godinu. možemo videti da se nisu mnogo promenile9 tjc kako struktura unutar agregata ostalo+ tako i udeo tog agregata a ukupnim fiksnim fondovima moga se smatrati relativno konstantnimo I-pak, udeo «ektora ostalo je nešto viši u manoe razvioenim republikama i9 nasaprot vrednostima za razvijenije repablike, opada u posmatranom periodiu Naime, a ranoj fazi industrija-lizacioe ove su delatnosti relativno vece jer je nizak tideo industrije karakterističan za struktura u tcg fazi razvoja# Kao ilustraeija može poslažiti primer Cme Gore9 gde je u 1952« godini udeo industrije a fiksnim fondovima privrede iznosio samo 1398%g tje čak manje nego udeo sekbora ostaio <» Tabela 42 USeš6e fiksnih fondova i društvenog proizvoda sektora ostalo4* u agregatima za privredu u % diigosla- Srbija Hrvat-ska Slove— nija kosna i Herc. Maicedo— nija Grna | G-ora 1 U5eš6e u fiksnim fondovima 1952. G-radj evira rstvo Zanatstvo Ostalo If2 2,0 4,6 1,1 2,2 3,1 1,1 1,5 5,3 0,9 1,1 5,3 2,0 5,4 1,6 5,0 4,9 2,1 2,4 10,4 Ostalo* 7,8 6,4 7,9 7,3 10,3 11,5 14,9 .... 1962. Gf-radjevinarstvo Zanatstvo Ostalo 1,4 1,8 ' 4,9 1|4 1,9 ¦3,8 1*3 5,6 1,1 1,6 5,8 1,5 1,8 5,0 1,8 3,2 5,1 1,5 1,3 6,7- Ostalo+ 8,1 7,1 8,4 8,5 8,3 10,1 9,5 Učeš6e u društvenom proizvodu 1962. Grad j e v inars tTO Zanatstvo Ostaio 6,2 3,6 9,0 6,1 3,7 9,4 5,7 4,0 8,8 6,5 3,6 9,4 5,9 2,5 7,4 8,0 3,9 * 8,0 9,3 3,0 11,6 Ostalo+ 18,8 19,2 18,5 19,5 15,8 19,9 23,9 274. U toku industrijalizacije udeo industrije raste9 ali se u odnosu. na udeo sektora ostalo* razvijenije i manje razvijene republike ponašagu drukc±jeo U svim repablikama opada udeo saobradaja u fiksnim fondovima privrede9 udeo poljoprivrede opada sporije ili je približno konstantang dok udeo fiksnlh. fondova sektora ostalo veoma blago raste u razvijenijim re-publikamas a nešto brže opada u, mande razvijenime U slučaju Crne Grore pad je veoma izrazit baš zbog velike disproporcije u pocetku koja je brzo otklanoana« Što se tice promena a strakturi draštvenog proiz-voda9 one sa takodje simptomatične0 Bok se a razvijenim re-publikama opadanje ačešda zanatstva jasno ispoljava9 a manje razvioenim republikama je ono neznatnoe Učešče sektora "osta-lo" je približno konstantno^ Izazev Cme Gore© Gradjevinaiv stvo sledi intenzivnost investiranja« Zbog toga njegovo u,5e-Š6e u društvenom proizvoda u toka perioda na^pre opada a kas-nije opet raste9 osim u Crnoj Gori gde ono stalno i veoma izrazito opada«, U B1H9 Makedoniji i posebno^Crnoj Gori je u6ešde gradjevinarstva na kraju perioda osetno niže nego na pocetkUj, što je rezaltat dva faktoras velike stope porasta društvenog proizvoda indastrije a tom perioda9 s jedne stra-ne9 i neobično visokog ačešča gradjevinarstva na početku perioda zbog veoma velikog volumena investicija u jednoj ne« razvijenoj privredi^ sa druge strane© Učešce sektora ostaio* a celini ge a razvijenioim repablikama neznatno opadalo sa tendencijom da se ovaj trend u drogoj polovini perioda preokren© na više i onda stabili-zira<, U manje razvijenim repablikama 3e ta$ pad bio dosta izrazitj, mada se^, osim a Crnoj Gori9 i ovde u poslednjim go-dinama vec ispoljava ista tendencija kao a razvijenijim re« publikamac) Tako je u, 1962© godini struktura draštvenog pro*-izvoda9 što se tiče ovitL sektora9 dosta aoednačena a svim repablikama. Mada su relativni proizvodni koeficijenti za sek-tor ostalo u svim repablikama znacajno veci od vrednosti za druge sektore8 to ne važi \i svim slacajevima i za svaki od sektora koji ga sacirgaTaju pojedina5noe Naimej u odnosu na 275. veliSinu proizvodnog koef ieijenta agregat ostalo* nije toli-ko homogen da bi se u. ^ednoj detaljnijoj analizi te razlike mogle zanemariti* Kod medjunarodnih uporedjenja uzimamo sek-tor ostalo kao cellnu koja sadrži uslužne delatnosti i gra-djevinarstvoj dok cemo za našu zemlju dati još neka dodatna zapažanja o delatnostima unatar tog sektora« Najviši proizvodni koeficijent ima gradjevinar-stvo, gde su. prakticno sve godtšnje vrednosti vece od jedi~ nice, a relativni proizvodni koeficioenti od 3* Kao što smo videli kod analize proizvodnili koeficijenata po repablikama, čak a svako^ pojednoj godini je proizvodni koeficijent za gradjevinarstvo veči od odgovarajačlb. vrednosti za druge sek-tore« Razlike izmedju, vrednosti za gradjevinarstvo i saobra-6aj sa nagvece unatar definisanih šest sektora© Oak u godi-nama kada su te razlike najmanje, ni u jednoj repablici se ne može zapaziti slačaj da bi vrednost za gradjevinarstvo bila manje nego 16 puta veca od one za saobradaj? npr« pro-sečne vrednosti za posmatrani period se za Jugoslaviju raz-lika^a za 25 puta« Izmedju. vrednosti prosečnog proizvodnog koefici« jenta za gradoevinarstvo o pojedinim republikama postoje veoma male razlike9 iako su se u toka perioda ove vrednosti dosta menjale unutar repablike© Jedino vrednosti za Sloveni-ju i na' početka perioda i za Cma Gora izdvajaju se kao više od ostalib.« Vrednosti prosečnog proizvodnog koeficijenta za zanatstvo i sektorMostaloM su niže9 tako da su razlike izme-dju vrednosti prosečnog proizvodnog koeficijenta za ta dva sektora9 kako medjosobno tako i vi odnosu na drage sektore^ manje izrazite i ne više iste u svim repablikamao Što se ti-5e vrednosti za zanatstvo, one sa najviše a Hrvatskoj i Slo-veniji, nešto niže u Srbijij dok manj© razvijene republike pokazuju uoednačene9 ali osetno niže vrednosti od onih za. razvioenije republike© Daleko najveci proizvodni koeficijent za sektor "ostalo" je u Srbiji9 ostale se vrednosti ne razli-kuju mnogo9 s tim što su vrednosti u Crnoj Gori osetno niže od ostaliho Tabela 43 Prosečni proizvodni koeficijenti fiksnih fondova za ostalo+ (po republikama) ^ija^ Srbi^a Hrvatska Slovenioa B±H~ Bfekedoni^a ^^ 1952* 0?6469 0?7962 0,5764 O?5774 O?6395 0?5447 055126 1953* 0f6742 0,8198 0?6l84 0,6108 0,6003 0f6838 0,5691 1954« 0,7226 0,8695 0,6800 0?6875 0f6431 0,5941 0,6434 1955« 0,7170 0,8506 O?7OO3 0,6891 0,5656 0,6523 0,6763 1956. 0,6452 0,8359 0,6332 0,6010 0,4588 0,5155 0,4932 ; 1957« 096897 0*9246 0?6581 0,6306 0^4941 0,5265 0,5395 i 1958« 096837 0,9040 0,6442 0,6493 0,4850 0,5365 0,4658 1959» 0,7149 0,9354 0,6826 0,6724 0,5261 0,5294 0,4551 1960, 0,7486 0,9350 0,7165 0,7117 0,5993 0,5663 0,4773 1961* 0,7792 0,9753 0,7393 0,7597 Of5865 0,6329 0,5450 1962« 0,7499 0,9399 0,6929 0,7401 0,5685 0,6188 0,5150 277 • Ako posmatramo vrednosti proizvodnih. koeficijena-ta za zanatatvo i sektor "ostalo™ u odnosu na odgovaraju.ce vrednosti za druge sektore^ vidimo da taj odnos nije svugde isti« Dok u. Jugoslaviji zanatstvo zaazima rang 2 i sektor "ostalo" rang 3* što je slucaj i sa Hrvatskom^ u Srbiji je taj redosled obraut* U Sloveniji zauzima zanatstvo rang 2, ali sektor "ostalo" deli rang 3 i 4° sa industrioonu U manje razvijenim republikama sa ti odnosi dosta nepravilnijio Tako a BiH sektor "ostalo" zajedno sa polooprivredom zaazima rang 2 i 3» a zanatstvo tek 4e U Makedoniji oe koeficijent u sek-toru "ostalo" rangiran kao drugi8 a za zanatstvo tek kao pe-tio U Crnoj Gori poljoprivreda i zanatstvo zauzimaju rangove 2 13, a sektor "ostalo" rang 4« Prema tome9 dok se u. razvi™ oenijim republikama vrednosti prosečnog proizvodnog koefici-jenta za sva tri sektora koja sačinjavaju agregat ostalo znatnije razlikuju od proizvodnih koeficijenata za indastri-ja, poljoprivredu i saobra6a3j> ovo isto ne važi za sve ove komponente u slacaju. manje razvijenlh. republika^ mada važi za agregat ostalo a celinio Što se tiče agregata ostalo"1", najviši proizvodni koeficijent pojavljuje se u Srbiji9 nešto niži sa za Hrvat-sku i Sloveniju^ dok su proj.zvodni koeficijenti za mande ra-zvijenije repablike veoma slicni^ aii niži od onih za razvi-jenije republike© Proizvodne fnnkci.je i dinamika prpiz-vodnih koeficinenata za sektor ostalg Proizvodna funkcija na bazi fiksnih fondova j© & slu5aja agregata ostalo"*" dala zadovoljava jače rezultatej jedino a BiH se intervalni proizvodni koeficijent ne može smatrati konstantnimd U manje razvijenim repablikama je ko-eficijent korelacije nešto niži^ ali još uvek signifikantan« Za sektor"ostalo" su koeficioenti korelacije cak veoma visoki u. svim slačajevima, a autokorelacija de značaj-na jedino u slučaju Srbije« Za dpuge dve komponentef gradje-vinarstvo i zanatstvo, lineania specifikacija odnosa izme-dju draštvenog proizvoda i fiksnih fondova ne predstavlja Tabela 44 Proizvodna funkcija na "bazi fiksnih fondova za ostalo+ (za Jugoslaviju i po republikama) Yremenska seritia 1952-1962» co CN C\J Inter- Koefi- Von Neu Prosečni proizv.koefic. valni proizv* Stan— dardna Slobo« cijent kore— Watson man kvooient Interval teo— retskih. vred- Prosek za koefic» greška aan 51an lacije nosti periou a SEa b PK d vN P52-P62 p52-62 Jugoslavi^a O99O1O 0,0498 «-94,9 0,987 1,63 1,79 0,6632-0,7606 0,7120 Srbioa 1,1325 0,0402 -34,3 0,994 2,21 2,43 0,8328-0,9678 0,8994 Hrvatska 058577 0,0596 -26,6 0?979 1,55 1,70 0,6268-0,7181 0,6727 Sloveniga 0,9191 0,0609 -20,9 0,981 1,32 1,45 0,6047-0,7386 0,6744 Bosna i Hereeg« 0,5184 (0,1440) 3,2 0,768 0,79++ 0,87++ 0,5671-0,5512 0,5594 Makedonija 0,6257 0,0982 - 1,4 0,905 1,48 1,62 0,5700-0,5935 0,5824 Crna G-ora 0,3617 0,1153 2,6 0,723 1,44 1,58 0,5817-0,4926 0,5308 ++ ISfrro signiflkantnosti 1% 279 o adekvatan izraz kretanja u tom periodtio Šta vlše9 dok su ko-eficijenti korelacije za zanatstvo zadovoljavajuci u svim slučajevima^ u, Bosni i Hercegovini^ Makedoniji i Cmoj Gori korelacija izmedoa fiksnih fondova i dpuštvenog proizvoda u gradoevinarstvu aopšte nije signifikantna« Zbog značajne au-tokorelacije odstupanja u vecini slucajeva u ova dva sektora odgovarajuče standardne greške i t-test nisu više ta5nie Nof pošto se ovde radi o dva sektora koji zagedno predstavljaju samo nešto oko 3% fiksnih fondova privrede9 a ngihova detalj-na analiza odnosno odgovarajade transformaeije zahtevali bi trud očito nesrazmeran njihovoj važnosti2 ovde čemo analizi-rati samo njihove osnovne karakteristike i tendencije a pos-matranom perioda9 a numeričke vrednosti %z proizvodnih f un» kcija za ova dva sektora se mogu analizizirati samo az pot-rebne ograde« Ako pogledamo grafikone odstupanja od regresionih linija za gradjevinarstvo i zanatstvo9 vidimo dva različi« ta tipa rasporeda odstupanja u pooedinlm godinama odnosno potperiodima« Dok raspored odstapanja a zanatstvu pokazaje da oe u prvom dela perioda intervalni proizvodni koeficijent bio vedi9 a u drugom delu manji od nagiba proizvodne f unkei-je za ceo period^ u gradjevinarstva je taj odnos obrnut^ tjB intervalni proizvodni koeficijent je a drugom dela proizvoda veči nego za prvi deo periodao ZajedniSka karakteristika za oba sektora je a tome da su te saprotne tendencioe izrazite, a svakome od njih u večini godina imaju odstapanja za sve republike isti predznako Ova kompenzacioa suprotnih tenden-= cija u vezi sa linearnom asocioacijom u sektora "ostalo" do« vodi do toga da linearna proizvodna funkcija daje posve zado-voljavaouče rezultate za ceo agregat ostalo+e Velika kolebanja draštrvenog proizvoda a gradjevi« narstva^gde u svim repablikama dolazi čak i do opadanja aps-olatnih vrednosti^ odraz sa investicione politike a protek-lom periodu« Naimeg, sa stanovišta investicija period se može podeliti m dva potperioda sa saprotnim karakteristikamao Dok 1958<> godine ačešde investicija u društvenom proizvoda opa^ da, ono kasnije veoma brzo raste i u. V$62O godini več skoro Graf 23 O 00 28 24 20 16 12 ODSTUPANJA GODIŠNJIH VREDNOSTI PROIZVODA OD VREDNOSTI NA BAZI PROIZVODNIH PUNKCIJA ZA GRADJEVINARSTVO ( JUGOSLAVIJA I REPUBLIKE 1952-1962, ) •/ • / mBH H %H,BH M • S mSL #S BH 0H,SL • CG + CG ^JCG H,BH •h • bh •J 0SBH •M tr c^n »4 -8 -12 -16 -20 -24 -28 --30 SL CG M • BH CG •M msL BH *S,SL #H M 9BH • J *SL CG •M • H • 5 tSL;CG H M • BH • S • J.BH • J •/ 1952 1953 1954 1955 1956 1957 1958 1959 1960 1961 1962 281, dostiže visoke vrednosti na početku perioda,,31 Društveni pro-izvod u gradjevinarstva je po svojoj prirodi koreliran sa ni-voem investicione aktivnostig tako da se \x vezi sa promenom investicione politike u toku perioda raspored odstupanja u grafu 23 mogao i očekivatio Nepostojanje korelaeioe u sluča-jevima manje razvijenih republika je rezaltat više azroka, kao što su radna intenzivnost ove delatnosti2 male apsolatne vrednosti i prema tome velike pogreške kod zaokruživanoa u odnosu na vrednosti samitL varijabli^ koje još potenciraju. neravnomernost koja proizilazi iz efekta investicione poli-tikeo Prelom u tendenciji^ tje opadanje prosečnog proiz-vodnog koeficijenta a gradjevinarstvu a prvom potperiodu i porast u dragom dela perioda je aočl^iv a svim repablikama, ali je iz razumljivih razloga oštriji a man^e razvijenim repablikama nego u razvijeninu Ukoliko se uzme u razmatrarge period kao celinas prema Kendallovom testu porast prosečnog proizvodnog koeficijenta znacajan je u Sloveniji i Hrvatskoj, u Crnoj Gori on značajno opada9 dok je a ostalim slačajevi-ma približno konstantan© Kako u, drugom delu perioda proseSni koeficijent raste u svim republikama9 intervalni proizvodni koeficijent je bio svakako veči od vrednosti prosečnog koe-ficijenta a tom periodi^ a verovatno i -vedi od vrednosti iz proizvodne funkcije (naravno^ u obzir dolaze samo oni .slu«-caosvi gde je korelacija signifikantna)© Prosečni proizvodni koeficijenti za zanatstvo pokazuju različite tendencije u pooedinim repablikama« U manje razvijenim repablikama9 gde su te vrednosti pogotova na početka perioda osetno niže, ovaj koeficijent znacajno raste« Nasuprot tome prosečni proizvodni koeficijent za za-natstvo u Sloveniji a tom periodu značaono opada^ dok je u ostalim slučajevima približno konstantano Trend prosečnog koeficioenta za sektor "ostalo" je značajno rastaci a svim z Detalonije vidi u glavi YIl o aa^Prema Kendallovom testu rangova godišnjili vrednosti, G?af 24 v9 u Hrvat-skoj u. tom pravca deluge i tendencija a gradjevinarstva« U Slovenioi velik porast proizvodnog koeficijenta u sektorima "ostalo" i gradoevinarstvo ne samo da kompenzira velik pad u zanatstvu ved je toliko izrazit da se ta tendencija zadr-žava i što se tiče celog agregata« Dakle9 a razvijenioim re» publikama je trend prose^nog koeficijenta za agregat ostalo+ tenaencioe prakticno posledica/porasta za komponentu "ostalono U Bosni i Hercegovini i Makedoniji jedino je trend a zanatstva zna-čajan, u Cmoj Gori rastaci trend u sektoru, "ostalo" i za-natstvo samo kompenzira pad prosečnog koeficioenta u gradje-vinarstva9 tako da trend za agregat ostalo* ni u. jednoo od ovih repablika nije značajano Intenzitet tili tendenci^a može se analizirati na osnovu tabele ^o Porast fiksnih fondova za agregat ostalo"*" je dosta ajednacen, od komponenti najniži je porast u zanat-stvu (osim u Sloveniji gde je taj porast veoma visok), dok izmedju gradjevinarstva i sektora "ostalo" nema velikih raz-likao Prosečna stopa rasta fiksnih fondova za agregat ostalo* je niža od odgovarajudih vrednosti za indastrija^ ali oe ve-6a od onih \x poljoprivredi i saobracaju.e Medjatim, što se ti5e prosečnih stopa rasta društvenog proizvoda^ ona je ovde niža nego u industriji i saobracaju, s tim da su vrednosti za razvijenije repablike nešto višeo Ipak^ prosečni proiz-vodni koeficijent i u razvijenijim repablikama raste dosta sporo9 tako da su elasticiteti za ovaj agregat dosta niski i u tim slučajevimao U slučaju manje razvijenih repablika proizvodni koeficijenti su približno konstantni9 a elastici-teti proizvodnje a odnosu na fiksne fondove bliski jedinicio Intervalni proizvodni koeficidenti za agregat Graf 25 170 160 150 140 130 120 110 100 90 80 70 60 50 40 30 20 10 ( 208 , 201 ) *< »" ,^ PROIZVODNE FUNKCIJE ZA SEKTOR OSTAL.O*" ( 1952-1962. ) 20 40 60 80 100 120 140 160 180 200 220 Tabela 45 ProseSne stope rasta fiksnih fondova i društvenog proizvoda u sektoru ostalo+ Period 1952-1962, Jugosla— Srbi;ja Hrvatska Slove« nija BiH maicedo-nija Crna Gora Prose5ne stope rasta (u#) 1« Piksnih fondova Gr ad J ev inar s tv o Zanatstvo Ostalo Ostalo+ 2» Draštvenog proizvoda a) na bazi proizv.funkc* Ostalo Ostalo+ b) na bazi 1952.i 1962. Ostalo. 6,1 3,7 5,9 5,4 7,8 6,9 7,5 7s0 Gstalcr 3» ProseSnog proizvekoefio« a) na bazi proizvodne ftiiikc© Ostalo 1,7 Ostalo+ 1,4 b) na bazi 1952,i 1962# Ostalo 1,4 Ostalo* 1,5 7,4 3,6 7,3 6,0 4,1 5,3 5,9 8,2 5,1 3,1 1,3 5,6 854 2*3 7,4 6,5 3,6 5,4 6,2 5,2 5,7 4,0 5,6 5,3 8,3 7,8 7,1 6,6 8,3 7$B 6,1 3,7 6,6 6,0 7,6 3,6 8,2 8,0 6,7 7,1 8,2 8,4 5?4 2,8 7,5 7,0 6,4 5,4 0,9 1,5 1*7 1,4 3,0 2,0 0,4 -0,3 -0,8 0,4 1,9 -1,6 0,8 1,7 1,5 1,8 3,0 2,5 «-0,2 -1,2 0,1 1*3 0,9 0,0 ro 00 286. ostalo* su. takodje viši u razvijenijim republikama nego u manje razvijeninu Medjutim, dok razlike izmedju nagiba proiz« vodnih funkcija za BiH, Makedoniju i Crnu Goru nisu značajno razlicite (F^ 27 = 0928), ovo nije slučaj za razvijenije re-publike (t^ 27 = 9I76**)« Naime, vrednost intervalnog koefi-cijenta za Srbiju je značajno veča od vrednosti za Hrvatsku i Sloveniju« Sektor ostalo"**, kao i njegove komponente,x ispo-Ijavaja vedo vrednosti proizvodnih koeficijenata nego indus-trija, poljoprivreda i saobradaj« Proizvodni koeficijenti za ostalo su niži u manje razvijenim republikama« Ovo važi kako za prosečne tako i za intervalne proizvodne koeficijen-te0 Dok su prosecni proizvodni koeficioenti za ostalo* a man^e razvijenim republikama približno konstantni, dotle a razvijenim repablikama ispoljavaju značajno rastači trend« Največe razlike izmedja vrednosti za razvioenije i manje razvijene republike su a zanatstvu, dok Crna Gora osetno zaostaje i u sektoru "ostalo"« Saprotne tendencije se mogu uočiti u zanatstvu, jer proizvodni koeficijent a manje razvi^enim republikania značajno raste, što nije slačaj a razvijenijim repablikama, gde u Sloveniji čak znaSajno opa-da» Medjutim, u gradjevinarstvu i sektoru "ostalo" se u ra-zvioenijim repablikama ispoljava značajna tendencija ka po-rastUj a u manje razvijenim to nije slučaj« Ove saprotne tendencije a razlicitim komponentama 9 koje se kompenziraju u agregata ostalo+, rezaltiraja u pomenutim razlikama a di-namici prosečnog proizvodnog koeficijenta za sektor ostalo*« Intervalni proizvodni koeficijenti za gradjevi-narstvo i zanatstvo u posmatranom periodu nisu konstantnio Pošto prosečni proizvodni koeficijent a gradjevinarstvu kao % Modifikacije u slučaja manje razvijenih republika obradje-ne su detaljnije u tekstu# 287. posledica investicione politike opada a pivom dela perioda i raste u drugomj, intervalni proizvodni koeficijent je a dru= gom delu perioda viši9 dok je u zanatstvu ovaj odnos obrnut«, Kako se ovde radi o radno intenzivnim sektorima? odnos izme-dj\x fiksnili fondova i društvenog proizvoda nije čvrst, U5eš6e fiksnih f ondova i društvenog proizvoda sektora ostalo+9 kao i njegovih komponenata9 u odgovaradudim vrednostima za privredu pojedinili repablika je dosta slično, pogotova na kraja perioda« Sektor ostalo* daje nešto manje od 1/5 društvenog proizvoda i raspolaže sa oko 8% fiksnih fondova privredeo Ovi se odnosi nisu osetno menoali u pro-teklom periodu, tako da je porast proizvodnog koeficijenta blag i u. razvioenijim republikamao Od posmatrana četiri sek-tora samo indastrija pokazuje više prosecne stope rasta fik« snih. fondova, dok je porast društvenog proizvoda veči samo od porasta društvenog proizvoda za pol^oprivredu« 288. Oo ANALIZA KRETANJA PROIZVODNIH KOEFICIJENATA U JUGOSLAVIJI U EEEIODU 1920-1959« U periodu. izmedju. dva rata kao i u posleratnom periodu9 za koje postoje podaci o godišnjim vrednostima nove vrednosti fiksnih f ondova i društvenog proizvoda** na priv-redni razvoj u. našcg zemlji utiče niz okolnosti zbog kojHi se odredjene dugoročnije tendencije prekidaou^ tako da se kod njifctove analize uvek sukobljavamo sa odvajanjem dugoroS-nih f aktora od kratkoročniho Naravno, ovaj problem neizost-vano prati ekonomsku analizu9 ali se u ovom slucaja radi o toliko snažnim i izuzetnim kratkoročnim poremecajima da je veoma teško izdvojitij, sa dogoročnog aspekta^ karakteristic-no od slačajnogo Poteškode su utoliko vede ukoliko želimo da te tendencije i kvantificiramGo Sa jedne strane9 svetska kriza nije mlmoišla Ju-goslavija, tako da se društveni proizvod tek u 1957© godini popeo iznad vrednosti za 1929« godina© U posleratnom periodu niz nenormalnih okolnosti aslorilo je stagnacijti proizvodnje izmedju. 19^9© t 1952«» godine« U oba sluSaja investicije tako-dje ispoljavaju sliSna neravnomema kretanoa, tako da su i tu. dugoročnije tendencije isprekidane ovim negatiTnim utica-jima na nivo privredne aktivnostio Sa druge strane, možemo se upitati da li ispolje-ne tendencije porasta a posmatranim periodima predstavljaju dugoročnioe trendove ili su zapravo posledica brzog oporav-Ijanja privrede od rani^ili nenormalnili negativnih uticaja it prema tome9 suviše optimisticke kao dugoročne tendencijeo. To se odnosi na pocetke oba perioda kada je proizvodnja avek niža od predratnih nivoa, kao 1 na brzinu porasta posle do-lova a 1932o godini i 1952O godini. ac Ovaj odeljak se bazira na podacima I. Vinskoga / ^3 /e No-va vrednost fiksnih fondova i društveni proizvod obracuna-ti su. po cenama 1935© godinee Društveni proizvod u pomena-tom radu. korigovan je u svrhu uporedoivanoa sa odgovara-jucim agregatima za zapadne zemlje« 289. Stoga je potrebno ove rezultate primiti sa odgo-varajučom dozom rezerve, uslovi pod kojima su oni dobijeni sa zaista nepovoljni© Pored toga9 ovde se na aobičaoene prob-leme uporedjivanja dugih vremenskih perioda nadodaju. još revo-lucionarne promene u institucionalnom sistemu izmedju peri-oda izmedju dva rata i posleratnog perioda, koje su. povezane sa velikim strukturaim promenama u ovom poslednjenu ANALIZA PROSEČNOG PROIZVODNOG KOEPICIJENTA FIKSNIH FOKDOVA KA BAZI EMPIRIČKIH VREDNOSTI Pošto su razlike u stopama rasta fiksnih fondova unutar predratnog i posleratnog perioda ipak male9 glavne razlike izmedju godišnjih vrednosti prosečnog proizvodnog koeficijenta prouzrokovane sa varijacioama društvenog proiz-voda© Ipak postoje znatne razlike izmedja predra^fnog^p&žfoda što se tiče relativnih promena draštvenog proizvoda i odgo-varajadih relativnih promena prosečnog proizvodnog koefici-jentao Bok je dinamika opadanja odnosno porasta prosečnog proizvodnog koeficigenta izmedju pojedinih godina a predrat-nom periodu veoma slična onoj za društveni proizvod, u posle-ratnom periodu je relativni pad proizvodnog koeficijenta dosta izrazitiji, a porast umereniji od relativnih razlika u društvenom proizvodiu Ova razlika koja proizilazi iz oset-no više stope rasta fiksnih fondova u posleratnom perioda bide kasnije detaljnije obradjenao Pored proizvodnih koeficijenata na bazi nove vrednosti fiksnih fondova i draštvenog proizvoda, koji pred-stavljaju osnovni ispitivani odnos agregata fiksnih fondova i proizvoda a ovom radiij, ovde čemo razmotriti i odnos izme-dju neto (sadašnje) vrednosti fiksnih. fondova i narodnog do-hotka da bi se na ovom primera razmotrili i empirički odnosi izmedju proizvodnih. koeficijenata na osnovu različitih. agre-gatao Ovaj poslednji demo zvati neto proizvodni koeficijente Oba prosečna proizvodna koeficijenta pokazuju veoma slične tendencije menjanja u vremenu8 u svakoj godini oni zajedno rastu. ili opadaja« Za oba je takodje karakteri- 290. Tabela 46 Prosečni proizvodni koefici^enti na bazi nove i neto vrednosti fiksnih foadova Jugoslavi;ja,1920-195 9. 1 2 1 2 1920, 0,1782 0,1420 1936. 0,2434 0,1643 1921. 0,1803 0,1427 1937. 0,2451 0,1643 1922. 0,1829 0,1436 1938. 0,2604 0,1727 1923. 0,1902 0,1478 1939. 0,2693 0,1775 * 1924. 0,2021 0*1548 1948. 0,3105 0,1900 $ 1925« 0,2094 0,1590 1949. 0,3212 0,1991 *j 1926. 0,2212 0,1658 1950. 0,2825 0,1798 1927. 0,2153 0,1609 1951* 0,2789 0,1794 * 1928. 0,2306 0,1700 1952. 0,2401 0,1584 1929* 0,2392 0,1745 1953. 0,2692 0,1761 1930. 0,2310 0,1679 1954e 0,2700 0,1784 1931. 0,2230 0,1611 1955. 0,2939 0,1926 1932. 0,2029 0,1465 1956« 0,2786 0,1847 1933. 0,2102 0,1491 1957. 0,3205 0,2106 1934. 0,2189 0,1527 1958. 0,3106 0,2052 1935. 0,2164 0,1493 1959. 0,3486 0,2286 1. Na bazi društvenog proizvoda i nove vrednosti fiksniii fondova 2. Na "bazi narodnog dohotka i neto vrednosti fiksnih fondova tl'* 291. stican porast u toku celog perioda koji biva prekidan na po-četku 30-tih i 50-tih godinae Za oba proseSna proizvodna ko-eficijenta je rastači trend za ceo periodj, kao i za predrat-ni period značajan prema Kendallovom testa raagovac Intere-santno je da trend nije značajan za ceo posleratni periodi zbog visokih. vrednosti za 1948 o i 194-9« godinu u odnosu. na sledeče nenormaIno niske vrednosti« Ako posmatramo ostale godine, odnosno ako uzmemo a obzir infonaacija iz ranije ana« lize kretanja prosečnog proizvodnog koeficijenta za Jugosla-viju, tjo da je porast znacajan za period 1952=1962O9 može se redi da je prosecni proizvodni koeficijent značajno ras-tao i u posleratnom perioda© «¦ Tabela 4-7 Vrednosti S za signifikantnost trenda godiš-njih vrednosti prosečnog proizvodnog koeficijenta Jugoslavija Za p na bazi nove Za p na bazi neto Period vrednosti fiksnih vrednosti fiksnih fondova fondova 1920-1959• 33O++ 374++ 1920-1939o 90++ 132++ 1948-1959o 22. 10. 1948-1962* 55 39 + Trerid značajan na nivoa 5% ++ Trend značajan na nivoa X% Vrednosti prosečnog proizvodnog koeficijenta za posleratni period su očito više od odgovara jucili vrednosti za predratni period« Eako se može videti na grafu 26 , kod proizvodnog koeficijenta na bazi noYe vrednosti fiksnili fon-dova u, posleratnom perioda se sve vrednostij sa izazetkom 1952« godine9 nalaze iznad proseka za ceo period, dok su a predratnom periodu više samo vrednosti za 1929* i 1939« go-diniu SliSna je situacija sa prosecnim neto proizvodnim ko-eficijentoiae Interesantno je da je porast prosečnog proizvod- Gffftf 26 P 0.6 0.5 0.4 0.06 PROSEČNI PROIZVODNlt KOEPICIJENTI NA BAZl NOVE I NETO VREDNOSTI FIKSN7.H PONDOVA ( JUGOSLAVIJA, 1920-1959. ]L920 1925 1930 519Š5 39 1940 1945 48 1950 1955 1960 293, nog koeficijenta uočljiviji a predratnom periodu odnosno u celom perioda nego a posleratnom periodu, što je pokazao i Kendallov test rangova, a da je porast intenzivniji u posle« ratnom periodu, čak ako ga računamo na osnovu vrednosti za 1948» i 1959 <> godinu« Medjutimj, ovo poslednje važi samo za prosečni proizvodni koeficijent na bazi nove vrednosti fik-snih. fondova0 Što se tice prosečnog neto proizvodnog koefici° jenta, dinamika je u posleratnom perioda veca samo ako upore-djujemo predratni period sa periodom posle 1952O godine2, od kada pocinje novi uspon u našoj privredio Tabela 48 Prosečni porast prosecnog proizvodnog koef icijenta na ba2d empirickiii vred-nosti za početnu i krajnju godina pe-rioda Period K P p Prosečna stopa rasta r- P r. P tfa bazi novp vrednosti fiksnili f ondova 1920-1959« 220 ,2 354,5 161,0 2,6* 3 4 1 1 '5* 1920= 1948= -1959• -1959. 140 158 98 176,0 191,0 125,0 120,3 1,8 ^,3 3 6 so »1 1 1 ,7 1920= 1951= 1952- •19290 =1959. -1959. 120 138 133 ,6 ,5 ,0 148 92 176,5 191,9 122,9 127,4 144,3 2,1 4,1 4,2 4 7 9 »5 2 3 5 ,3 ,1 ,3 Na bazi neto V3 ?ednosti fiksnih fondova 1920= ^1959« 187 ,6" 367,0 195,6 1,6 2,1K 3 4 1 2 »2* 1920« 1948= "1939. =1959. 118 171 99 179 0 7 19290 151,1 112,3 0,9 5,0 3 6 ,1 2 1 »2 ,0 1920-1951-1952= =1929 »1959* -1959 0 112 143 136 ,6 ,3 151,1 179,1 198,1 134,2 125,0 145,2 1,3 496 4,5 4 7 10 97 »3 5 2 5 ,3 »8 ,5 X (Jkoliko se godine od 1940* do 194?« ne azmu a obzir« ac Najbrži parast neto proizvodnog koeficioenta pre rata je a periodu. 1932-1939© (dakle, isto mereno od najniže vrednos-ti), kada raste prosecno po 4,1% godišnoe© 294, Brži porast prosečnog proizvodnog koeficijenta u. posleratnom periodu. je rezultat osetno više stope x*asta fiksnih f ondova u. vezi sa pozitivnim (u vedem delu, perioda) elasticitetom prosecnog proizvodnog koeficijenta u odnosa na fiksne fondo-ve0 Drugim rečima9 u novim institueionalnim okvirima nije samo povedana stopa rasta društvenog proizvoda ved se izrazi-to popravlja i prosecni proizvodni koefieijente No9 ne treba izgubiti iz vida da je deo ovog porasta prosečnog proizvod-nog koeficijenta posladica bržeg forsiranja privrednih od ne-privrednih investicija odnosno strakturnih promena aopšte© Ovaj efekat strukturne komponente analiziran je nešto kasnije, Razlike izmedja proizvodnih koefioinenata na bazi nove i neto vrednosti fiksnili fondova °° Prosečni neto proizvodni koeficijent pokazuge ve-di porast od odgovarajuceg koeficioenta na bazi nove vred« nosti fiksnih. fondova za ceo period, kao i za predratni pe-riod« U posleratnom periodu to nije više slačaj© j)ok se od-nos narodnog dohotka i društrenog proizvoda ne menja tako brzo, dinamika f iksnih. f ondova na bazi nove i neto vrednosti pokazuge osetnije razlike9 tako da promene odnosa neto i no-ve vrednosti fiksnili fondova predstavljaja glavni faktor promene ©dnosa izmedja oba koef icioenta, Pošto nove odnosno neto investicije predstavljaju priraštaj odgovarajudih fik-snih fondova, odnos stopa rasta oba agregata fiksniii fondova odredjuje tendenciju i brzinu. promene odnosa ova dva agrega-tao Naime, ukoliko je odnos neto inTesticija i novih investi-cija vedi od udela sadašnje vrednosti u novoj vrednosti fik-sniii fondova^ ovaj adeo de se povedavati i neto proizvodni koeficijent de sporije rasti ili brže opadati (što se tiče fondova) u. odnosa na proizvodni koeficijent na bazi nove vrednosti fiksnih f ondovao r Ako sada pogledamo empiričke relacije a posmatra-nom perlodu, vidlmo da se odnos neto proizvodnog koeficijen- K I obrnutoj iz istog razloga je pad brži u periodu 1948-1952• kada je taj elasticit^t negativan« mc Razmotri i rezaltate na bazi proizvodnih funkcioa« 295. ta i proizvodnog koeficioenta na bazi nove vrednosti fiksnih. fondova i društvenog proizvoda u. predratnom perioda poveca-vao od 1,26 u 1920o godini do 1,52 u 1939© godini* Odnosno u posleratnom periodu ovaj odnos opada od 1,63 u. 1948« godi~ ni da bi se posle 1952e godine stabilizovao približno kod vrednosti I952o Odnos izmedju. narodnog dohotka i draŠtvenog pro-izvoda se u eelom periodu menjao samo neznatno, godišnje vrednosti variraju od minimuma u 1932» godini gde narodni dohodak iznosi 87,6% društvenog proizvoda do maksimuma u. 1959° godinij, kada taj procenat iznosi 90»8* Dakle, amorti-zacija iznosi od 992 do 12,4% društvenog proizvoda, a lošim je godinama bliža gomjoj a a dobrim donjoj granici« Ipak, razlike su male i utiču više na kratkoročne promene odnosa oba koeficioenta dok je za ispitivanje dugoročnije tendenci™ je potrebno razmotriti odnose odgo-vara jacih agregata fiksnih fondova odnosno njihovih. priraštaja« : Neto vrednost fiksnih fondova u 1920« godini iz-nosti 69,9% nove vrednosti* Ovaj odnos u predratnom periodu. stalno opada i u 1939• godini iznosi 59%* Naime, odnos neto i novih investicioa je dosta manji od odnosa neto i nove vrednosti fiksnih fondova* U proseka za predratni period neto investicije predstavljaja samo 32,4% novih investicija« Dok u. normalnim godinama tog perioda one iznose preko 40%, za vreme depresije je to osetno manje, za neke godine sa ne-to investicije 5ak negativne Oidi graf 27 )• U 1948o godini je noya vrednost f iksnih f ondova ve6 dostigla nivo 1939» godine, što nije slacaj sa neto vred-nošdu, koja je zbog posledica rata relativno više opala© Zb©g toga udeo neto vrednosti fiksnih fondova u. novoj vrednosti iznosi samo 55?3%» ali se a posleratnom perioda stalno pove-čava, tako da a 1959« godini iznosi ved 59»6%o Naime, zbog osetno viŠe dinamike i nivoa investicija a posleratnom peri-odu neto investicije u tom perioda predstavljaju prosečno-66,8% noviiL investicijad Bakle, u perioda sporijeg rasta investicija neto vrednost Liksnih fondova pokazaje spori^i porast od nove vred- j BRUTO, NOVE I NETO INVESTICL7E U JUOOSLAVXJI ( 1920- 1959. } 500 -------------------------------------------------------------------------------------------------------------- 400 --=------------------------------------------------------------------------------------------------^^^ / qno _________________________________________________________________________________^V._____>y_/ *________________ A „----"* ,.o-----------------------------------------/ \_, ,,-*------_ x~™ \ / 90 —^^ NN^ ^/----------V-^r---—/—7------------------------------------------ 80 ----------^--------------------\--^^^ --^----------------------------------------------—------------------------- 70 ----------------------------------\-------------/-------------------------------------------------------------------------- 60 ----------------------\-----1-----f------------------------------------------ 50-----------f^X---\^l----1------------------------------- \ l V / \ / 1 / ¦•—v-----\-----/-------------------- i / 2o i ii iii ii i i ji > ^» ii i .' | i ii i | i i ) i ii____i i i i i i i i i i i i ir -II -tf -/3 ~(2 Vt i920 1925 1930 *935 39 1940 1945 48 1950 1955 1959 297* nosti? dok je u periodu brzog rasta odnos obrnut« Pošto iz-gleda da nova vrednost fiksnih. fondova bolje predstavlja pro-izvodni kapacitet privrede9 moglo bi se redi da ovde u peri-odu sporijeg rasta porast neto vrednosti potcenjuje priraš-taj proizvodnih kapaciteta i da se taj porast precenjade u periodima brzog rasta proizvodnih kapaciteta« Stoga neto pro-izvodni koeficijent^ koji a apsolatnom iznosu več i onako potcenjuje potrebne investicije za odredjenu godišnju proiz~ vodnjvij ovde \x perioda sporijeg rasta precenjuoe porast od-nosno potcenjuge pad proizvodnog koeficioenta^ dok u. perioda bržeg rasta potcenjuge njegov porast odnosno precenjaje nde-gov pado Prema tome9 ukoliko odnos neto i nove vrednosti fik-snih fondova nije približno stabilizovan9 neto proizvodni koeficijenti ne odražavaju adekvatno ni intenzitet dinamike proizvodnog koeficijenta na bazi nove vrednosti fiksnih fon-dova© Naime9 odnos neto i nove vrednosti fiksnih fondo-va je posle prvog svetskog rata visok9 što je verovatno pos-ledica relativno mladog starosnog sastava fiksnih fondova, koji je karakterističan a prvim fazama privrednog razvoja^ kao i relativno dugog veka trajanja tih fondovao Zamena je prema proračunima Io Vinskog /23 9 str« 223-225/ manja od 1% nove vrednosti fiksnih fondova, a amortizacija nešto ma-nja od 2%> te vrednosti^ što indicira da je implicitno pret-postavloeni vek trajanoa f iksnih f ondova iznosio oko 50 go-dinao Porast nove vrednosti fiksnih fondova u normalnim go-dinama predratnog perioda iznosi izmedju 2 i 294%9 dok u depresiji opada na oko 1% godišnjeo Tako ni dugoročna stopa porasta investicija nije mnogo viša9 mada posle velikog pada u početku 30-tili godina investicioe kasnije brzo postižu raniji nivo0 Očito je da takva stopa porasta investicioa ni« je bila u stan^u da održi raniji odnos neto i nove vrednosti fiksnili fondova, u depresi^i Qe čak amortizacija veca od bruto investicijao Posle drugog svetskog rata visok nivo i dinamika investicija rezaltiraju a povecanja odnosa neto i nove vred-nosti fiksnih fondova zbog toga što zbog veče stope rasta 298. bruto investicija postaju. u. neto vrednosti fiksnih fondova sve manje značajni oni raniji članoTi koji su imali najniže pondere, dok je ponder bruto Investicija kod nove vrednosti fiksnih fondova kroz ceo period jednak jedinici«* Tako ovaj odnos raste dok se ne stabilizira na nivou. odnosa neto i no-vih investicija© Dok su promene oba prosecna proizvodna koeficijen-ta dosta slične što se tiče pravca promene, to se ne može re-či za oba intervalna proizvodna koeficigenta ukoliko se pos-matraju vrednosti za pojedine periode, a ne pravac promene godišnjih vrednostio Mada 6e ovaj problem biti detalonije razmotren \x analizi proizvodnih funkcija^ ovde cemo posmatra-ti odnose vrednosti oba intervalna proizvodna koeficijenta izracunatih na bazi prve i poslednje godine odgovarajucih. pe-rioda0 Kao i kod prosecSnib. proizvodnih koeficijenata, i ovde glavne razlike proizilaze iz razlika u imeniocu koefi-cijentao Int8rvalni neto proizvodni koeficijenti sa daleko vedi u periodu sporijeg rasta jer tada neto investicije pot-cenjuju priraštaj proizvodnih kapaciteta i s time privi&no povečavaju efekat po jedinici investicioa u takvim periodima« Isto tako, ako se uporede sa intervalnim proizvodnim koefici- Tabela 4.9 Altemativni intervalni proizvodni koeficioenti na bazi empiričkih, vrednosti za prva i poslednju godina perioda Intervalni proizvodni koef • Odnos ne- Odnos to i no- priraš« -n__4 rt/a aT5 ati a-h atd "^ih inves— iiarod« ------- a m k * t xif ticl^a {wo) donot« i drus« proiz« i T920-1959* 0^3006^ 0,5^30 1,81 50f9 92, 1920-1929o 0,2643 0,7509 2,84 32,4 92,0 1948-1959o 0,2943 0,4023 1,37 66,8 91,3 1920-1929• 0,3326 0,7236 2,18 42,8 93,0 1952-1959« 0,4416 0,6465 1,46 64,2 94,0 D - narodni dohodak C= neto vrednost f iksnih f ondova " * Vidi glavu III za odnos nove i neto vrednosti f iksnih, fondovao 299. jentom na bazi priraštaja društvenog proizvoda i novih inves« ticijas, taj je odnos daleko veči u, periodima sporijeg rasta nego u periodima bržeg rasta investicija0 Ova varioabilnost onemogacava da se intervalni neto proizvodni koeficijenti uzi-maju. kao aproksimacija onih. na bazi novih. investicijao Naimef ne samo da je njihov medjusobni odnos veoma varijabilan, iz razloga koji ne odražavaju promene u. proiz-vodnim relacijamaj, ve6 je pravac promene vrednosti u periodima suprotano Dok sa intervalni proizvodni koeficijenti za posle« ratni period na bazi novih investicija nešto veci od predrat-nih, kod intervalnih neto proizvodnih koeficigenata ovaj 30 odnos obrnato Pogotoira velik pad je ispoljen za ceo poslerat-ni period \x odnosu. na predratni9 što bi moglo dovesti do veo-ma iskrivljene slike o proizvodnim efektima investicija u oba perioda ukoliko bi se analiza vršila na bazi intervalnih neto proizvodnih koeficijenata« Efekat struktarnih promena na promene proizvodnog koeficžjenta Promene a struktari f iksnih f ondova su i u celom periodu posle 1910o godine u suštini iste kao a perioda 1952-1962* koji smo mogli detaljnije ispitivati« Učešce indas-trije a proizvodnim fiksnim fondovlma raste^ ačešde saobrada-0*a i poljoprivrede opada dok je učešce sektora ostalo+ prib-ližno konstantno« Dok a ovoj opštoj tendenciji promene struk« ture fiksnih fondova nema razlike izmedja predratnog i posle-ratnog perioda^ postoje znantne razlike u intenzitetu tih pro-mena© Indastrija9 koja zauzima a 1939« godini samo oko 8% ukupnih fiksnih fondova9 što je preko dva puta manje od sao™ bracaja i poljoprivrede9 u 1958c godini sa oko 22% predstavlja sektor sa najviše fiksnih fondova a proizvodnom dela privrede« Pored toga^ nastale sa i osetne promene u strukturi akapnih f iksnih f ondova što se tice ucešča proizvodnili i neproizvod-nih fiksnih f ondovao Dok je ovaj odnos a predratnom perioda skoro konstantan (53% s ^7%)« u posleratnom periodu proizvod-ni fiksni fondovi rastu znatno brže9 tako da je u 1958© godi-ni taj odnos vec 62s38 (tabela ^~5 \x prilogu)«, 300. Medjutinis, kako ne postcge podaci o odgovaraju6oj sektorskoj strukturi društvenog proizvoda odnos efekta inter*-sektorskih. i intrasektorskih promena proizvodnog koeficijen-ta u predratnom i posleratnom perloda je mogu.de ispitati sa-mo u. jednoj nepotpunoo varijantio Uaime, u pomenutom radu /23 , tabela XVIII/ su. date Trednosti fiksnih f ondova i narodnog dohotka za 19109 1931« i 1953» godinu za tri sekto-ra koji su, u odnosu, na ranija razmatranja, ovde nešto druk« čije definisanio Poljoprivreda oboh^ata i ribarstvo i šumar-stvo; indastrija i radarstvo uključuoe takodje gradjevinar-stvo i zanatstvo9 dok treci sektor - usluge - zahvata saobra-čaj i veze, trgovina i sve neproizvodne delatnosti« Narodni dohodak za pomenute godine predstavlja godišnji prosek za periode 1909=1912* 1928-1931O i 1952-1955« Nizak proizvodni koeficijent za sektor "usluge" je posledica predominantnog učešda saobracaja i stambenih zgrada u fiksnim fondovima tog sektorae Proizvodni koefici-jent za indastriju je ovde vedi zbog ukloačivanja gradjevi-narstva i zanatstva čigi su sektorski proizvodni koeficijen« ti inače viši nego za indastrioa i radarstvo u ažem smisla« Pozitivan efekat promene sektorske straktare 6e biti posle-dica porasta u5ešda indastrije i opadanja ačešca ostala dva sektora a ukapnim fiksnim fondovima« Bakle, razlika a odnosu na odgovaradača analiza intrasektorskih i intersektorskih promena za Jugoslaviju za period 1952-1962«, je a fcome što sa sektori i proizvod druk-čije definisanij tako da se ovde radi o straktumim promena-ma unatar ukapnih fiksnih f ondova, dok se tamo radilo samo o promenama unatar privrednih flksnih fondova« S tog aspekta uporedjivanje numerickih •vrednosti indeksa struktarne kompo-nente ovde i tamo nije direktno moguce jer je strukturni efe-kat a odnosa na akupne fiksne fondoTe svakako vedi* Naime, glavna komponenta neproizvodnih f iksnih fondova su stambene zgrade, gde $e9 5ak ako se stanarine dodaju, agregata proiz-voda, proizvodni koeficijent Yeoma nizak, obično niži od svih drugih0 * Za strukturni efekat a odnosa na ukupne fiksne fondove za period 1952-1962» vidi tabela 26 & odeljka o privredi» Tabela 50 Sektorska struktura fiksnih fondova i sektorski proizvodni koeficioenti Jugoslavija ProizTokoeficijenti Struktura K ( 19l6c 1931. 1953. 1910« 1931. 1953 • Poljoprivreda Industrija Usluge •o o o ,2793 ,4839 ,0611 ooo ,2935 ,4664 ,0644 0,2702 0,3735 0,0619 20,1 5,7 74,2 20,2 8.4 71,4 16,0 19,0 65,0 Ukupno os »1290 os j 1'rri' 0,1543 100 100 100 Daleko najbrži porast fiksnih fondova pokazaje in-dustrija© Medjatim, taj porast nije praden odgovarajadim po«= rastom narodnog dohotka a tom sektora, tako da sektorski prc-izvodni koeficijent opadao Promene sektorskih proizvodnih ko-eficijenata za poljoprivreda i "asluge" nisa izrazite, tako da Je negativni efekat intrasektorske promene a celcm peri« Tabela 51 Strukturna komponenta i standardizovani indeks proizvodnog koefieijenta za tfukupnoM Jugoslavija X %g JL i © d 1910-1931« 1931-1955* 1910-1953« Empirijske vrednosti p 0,1290 0,1444 112,0 0,1444 0^1543 106,9 0,1290 0,1543 119,7 Hipotetlčke vrednosti p?* 0,1407 0,1333 O91773 0,1301 0,1762 0,1215 Strukturna komponenta 109,1 108 94 122,8 118,6 136,6 127,1 Standardizovani in<^ deks XP(P) 103,3 102,7 90,1 87,0 94,2 87,6 oda kao i izmedju 1931o i 1953« godine,posledica pada proiz-vodnog koeficijenta za indastrija« Blaži pad ti prve dve deka-de je kompenziran malim porastom proizvodnih koeficijenata u druga dva sektora, tako da je za period 1910-1931« intra-sektorski efekat pozitivan, mada veoma mali© Ukoliko ovi podaci dopuštaju neke decidiranije 502. zaključke,, moglo bi se redi da uoceni porast proizvodnog koeficijenta za Jugoslaviju u četiri dekade razvoja prekida-nog sa dva svetska rata i depresijom 30-tih godina nije pos-ledica porasta sektorskih proizvodnih koeficijenata^ tjo intrasektorskili promenae Ova konstataciju verovatno ne bi mogao da bitni-je promeni ni znacajan porast nekih sektorskih proizvodnlb. koeficioenata u dragoj polovini 50~tih godina ger je porast globalnog proizvodnog koeficijenta, a pogotovu proizvodnog koeficijenta za ukupno^ pracen daloim brzim promenama u str-ukturi fiksnih. f ondovaj, koje takodje delaja \x pravca poveča-nja tih koeficioenata« Najverovatnige tek nlazimo u ona fa-zu privrednog razvoja kada 60 intrasektorski efekti predstav-Ijati glavni faktor promena u globalnom proizvodnom koefiei-jentUc U 50-tim godinama sa bila oba efekta pozitivna, in-trasektorski dosta vedi od intersektorskog« Ipak^ to je mo-gla da bude samo jedna prelazna faza jer predstoji rešava-nje niza problema u stambenoj situaciji, saobračaja^ elek-troprivredi i neproizvodnim delatnostima koji 6e možda uspo-riti taj porast« U interakciji delovanja faktora telmičkog progresa8 organizacije na mikro i makro nivoiij promene 11 struktttri proizvodnoe i potražnje če se tek f omirati dugo-roSnija tendencija proizvodnog koeficioenta© Što se prošlosti tice, izgleda da je porast pro-izvodnog koeficijenta izmedja 1910« i 1953o godine pretežno ili čak isključivo rezaltat strukturnih. promena<> U 10-tim i 20-tim godinama ovog veka sa straktume promene rezaltira-le u porastu proizvodnog koeficijenta za oko <$?<> od ukupnih. 12%o Izmedja 1931© i 1955« proizvodni koeficijent bi poras-tao na racun struktarnili promena za oko 2o%9 dok oe stvarni porast iznosio samo 7%« Bragim re5ima? efekat struktornih promena a prvih desetak godina posle rata je daleko veči * Izmedju 1929O i 1939© godine se struktura fiksnih fondova nije mnogo promenila^ dok sa Telike promene uočene izmedju 1939o i X955o godine (vidi tabelaV»5 a priloga)* Stoga se može azeti da je struktorna promena izmedja 1931« i 1953« godine ustvari praktiSno ostvarena posle rata« 303. nego u predratnom periodu i predstavlja osnovni faktor viših vrednosti proizvodnog koeficijenta u. tom delu posleratnog pe-rioda a odnosu na vrednosti za predratni period© Medjutimg da bi se iz ovog opšteg zaključka izve-li neki korisni zaključci za konkretnije probleme ekonomskog razvoja i ekonomske politike? bilo bi potrebno imati na raspo loženju podatke o kretangu ovih ekonomskih kategorija u toku perioda9 i to na dosta detaljnom nivou agregacije« Ovde nis-mo u. mogucnosti da primenimo u ovom radu inace upotrebljava-nu metodologiou analize u vezl sa tim problemomj, a podela na svega tri sektora onemogučava da se ustanove moguce promene unatar tih agregata kcge bi možda i menjale neki od ovih za-l,jacakao ANALIZA PROIZVODNIH KOEFICIJENATA NA BAZI PROIZVODNIH lUffiCIJA Grafikon 28 prikazaje raspored draštvenog proiz-voda i nove vrednosti fiksnih fondovaj sa oedne^ kao i narod-nog doiiotka i neto vrednosti f iksnih fondova, sa druge stra-ne« Na prvi pogled se može reci da je relacija u, oba slačaja približno linearna8 tje ne izgleda da bi neki drugi oblik teoretske krive bio adekvatan© Medjutim9 isto tako se može zapaziti da ovaj odnos nije bio stabilan u vremena^ da se mo~ gu zapaziti odredjenije razlike i u intervalnim proizvodnim koeficijentima za pojedine periode© Kao što je več ranije naglašeno9 značajnija odstupanja se pojavljuju na početku 30~tUi godina9 za vreme rata i za vreme stagnacije proizvod-nje izmedju. 19^9o i 1952* godine«, Zbog toga regresije u oba slačaja pokazuju znača-jna autokorelacija odstapanja^ kako za ceo period 192o-1959« tako i za predratni i posleratni period pcgedinačnoe Prema tome, možemo izvesti zaključak da unutar celog perioda, kao i predratnog i posleratnog perioda pojedinačno^ empirička lineama relacija nije bila stabilna, tjo da odstupanja nisu bila slučajna u vremenu8 več \x pojedinim delovima potperioda sistematski odstupaja jednom, na jedna a dragi pat na drugu stranuo To znači da se ovaj period od pola veka sastoji od više srednjeročnih perioda u kojima sa proizvodni koefici- Tabela 52 ProizTodne funkcije na bazi fiksnih fondova (nova i neto vrednost) Stalne cene 1953 Interval« n± proiz-vodni ko Standar« Slobo« Koefici-dna gre— dan jent ko~ ška (Slan relacije a SE a "b m Durbin Yon Ye^* Watson mamkvo« c ient d . vN Pr o s e5 n 1 p r o i zv a ko e t ±p« InterVal teo« Proselc z^ retskih vred-» period nosti P, *t P e c 1920-1959 1920«1939 1948-1959 1920-1929 1951-1959 1920-1959 1920-1939 1948-1959 1920-1929 1951-1959 Ra bazi nove Trednosti fiksnih foBdova, 0, 2612 0 ? 0106 - 515, 4 0 9 976 oy 2192 0 9 0216 - 303, 9 0 922 0, 2771 0 $ 0336 - 633? 4 0 9 934 0, 3428 0 9 0159 « P^69 5 0 9 991 o. 3677 0 9 0372 -1378, 7 0 9 972 0,89 0?54 1,01" 2,09 2s50 +4- 0,92""" 0,1382-0,2053 0,1743 ++ 0,57, 2,32 2,81 ++ 0,1467-0,1677 0,1681-0,2085 0,1384-0,1733 0,1607-0,2182 0,1590 0,1918 0,1568 0s1923 Fa bazi neto vrednosti fiksnih fondova 0,4682 0,6445 0,3749 0,7566 0,5268 .++ ++ 0,0255 - 782,9 0,958 0,74 0,76^ 0,2009-0,3257 0,2532 0,0667 0,0532 0,0396 0,0537 -1384,6 0,916 ¦ 344,2 0,912 •1710,9 0,989 »1079,8 0,965 ++ O^96++ 1,90 2,44 0,56 1,04" 2,12 2,75 ++ 0,1752-0,2498 0,2195 0,2678-0,3123 0,2953 0,1725-0,2378 0,2057 0,2453-0,3303 0,2931 •f Nlvo signiflkantnosti S% + -^ Nivo signifikantnosti 1% 305* jenti pokazivali speeifične tendencije« Vrednosti u tabeli 52, koge se odnose na ceo pe~ riod, kao i na predratni i posleratni posebno^ moga se uzeti kao približna deksripcija neke prosecne tendencije a odgova-rajudem periodu, ali zbog znacajnosti autokorelaeije odstupa-nja ove proizvodne funkcije nisu podesne za ekstrapolaciju« Ove vrednosti se razlikugu od vrednosti na bazi prve i pos~ lednje godine perioda utoliko da ove poslednj^ zavise od od-stupanja a svim godinama^ dok one ranije ne azimaju u obzir raspored ostalih godina a odnosa na njiho Numeri5ki su ove ©cene intervalnog pr©izv©dnog koeficioenta u oba slučaja ni-že od onih u tabeli 49* Ove proizvodne fankcije dosta dobro opisuju akapan porast prosecnog proizvodnog koeficijenta, s tim da,, naravnoj, pokazaja stalna tendencija porasta tog koefi* cijentao Ova se tendencija porasta prosečnog proizvodnog ko-eficijenta može videti i iz poi°asta prosečnog koeficijenta za predratni i posleratni period (p)9 kao i iz predznaka slo-bodnog člana a svim tim regresijama« I ovde se mogu, zapaziti isti odnosi izmedju odgo-varajucih ocena na bazi nove i neto vrednosti fiksnih fondova kao ranije, tj» dinamika prosecnog neto proizvodnog koefici-jenta 30 u predratnom periodu. veca nego u posleratnom peri-. oda, dok je odnos za koeficioent na bazi nove TCednosti fik-snili fondova baš obrnute Analogno9 dok je intervalni neto proizvodni koeficioent ve6i a predratnom periodaj, ovaj drugi je u posleratnom perioda porastao u. odnosa na predratni« Dakle, zaključci o intenziteta promene prosečnog proizvodnog koeficijentas, a za intervalni proizvodni koeficijent čak i za pravac promenej sa kontradiktorni« Ovao zaključak važi i za ocene intervalnih proizvodnih koeficijenata iz transformiranili relacijae Intervalni proizvodni koeficijent na bazi nove vrednosti fiksnih fondova i društvenog proizvoda za ceo period izno-si 0,2766 (SEa = 0,0200)f za predratni period 0f2^01 (SBo = 0,0633) i za posleratni 0,3371 (SEa = 0,0549). Odgo-a « varajuci neto intervalni proizvodni koeficijenti su 0,4613 (SEft = 0,0459), 0,7762 (SEfl = 0,2065) i Cl i 1939« godine iznosio prosečno samo 0,5%« Tako izgleda kao da je ista dtnamika porasta na-rodnog dohotka vi ovom razdoblju postignuta sa oko dva i po puta manjom prosecnom stopom rasta fiksnih fondova« Kao reprezentativniji za dugoročnide tendencije se mogu izdvojiti godine 1920-1929* iz predratnog perioda i godine 1951~1959o posle rata© Korelacija je u oba slučaja zadovoljaTajača, a isto važi i za linearna specifikaciju oblika odnosa izmedju fiksnih fondova i proizvoda0 U oba perioda oe prema t«testa slobodan član znacajno manji od nule© Porast proseČnog proizvodnog koeficioenta nije uočen samo unatar ta dva perioda, ved porast u ovom periodu posle ac Smatramo da period 1952«1959» takodje predstavlja suviše optimističku tendenciou na dugi roko Pored toga, proizvod-ne funkcioe za taj period pokazuja znacajna negativnu au-tokorelaciju odstapanja, tako da su ocene i sa te strane manje poazdaneo 309. rata predstavlja praktično numericSki nastavak porasta ±z pe-rioda 1920-1929* tj« na višem nivou i u slučaju proizvodnog koeficijenta na bazi nove vrednosti f iksnih f ondova sa dosta vedim intenzitetomo Za ovaj odnos agregata fiksnih fondova i proizvo-da je intervalni proizvodni koeficijent posle rata samo nešto malo viši nego pre rata, tako da se može konstatovati da ne postoje značajne razlike u intervalnom proizvodnom koefici-jentu pre i posle ratao Medjutimj prosečni proizvodni koefi-cijenti su posle rata značajno viši od onih. za predratni pe-riode Intervalni neto proizvodni koeficijent za period 1920^1929« de 3- ovde još skoro za polovinu veci od odgovara-juceg neto koeficijenta za period 1951-1959» Odgovarajuci P test pokazaje da oe neto intervalni proizvodni koeficijent za 1920-1929e značajno vedi od neto intervalnog proizvodnog koeficijenta za period 1951-1959 C&S ic= 13»38++)» Dakle, ovaj rezaltat suprotan je zakljačka na bazi nove vrednosti fiksnih f ondova i društvenog proizvoda gde razlike a inter*-valnim proizvodnim koeficijentima za ta dva perioda nisa bi-le značajne«, Dragim re6imap intervalni proizvodni koeficije-nti na bazi neto agregata sugeriraju zaključak da je odnos izmedju priraštaja proizvoda i investicija bio povoljnidi pre rata nego posle rata« Videli smo da na osnova realistič-nioih pretpostavki 0 kretanja investicija i fiksnih. fondova ovaj zakljucak ne važi9 več da predstavlja izraz pristras-nosti odgovarajačili neto agregatao Dinamika privrednog razvo.ia Jasoslavi.je q posma-tranom perioda i proizvodni koefici.jenti *~ Odraz velikih privrednih. i draštvenih promena izmedja predratnog i posleratnog perioda su i velike razli- • ke u dinamici privrednog rasta© Zbog značaone adtokorelaci-je odstupanja je za duže periode ocena prosečne dinamike društvenog proizvoda, pa prema tome i dinamike proizvodnih koeficijenata samo jedna orijentaciona kvantifikacija neke hipot°eticke prosecne dinamike«, Medjutim, I pored toga sma- 310, tramo da je adekvatni;ja od prosečne stope rasta računate na bazi empirickih vrednosti za prvu i poslednju godinu. perioda© U celom periodu od 1920« do 1959» godine su fiksni fondovi Jugoslavioe rasli po prosečnoj stopi rasta od 291%9 dok je društveni proizvod rastao a proseka 3«1% godišnje, ta-ko da proseČni proizvodni koeficijent pokazuje prosečan po-rast od 1% godišnje« Ovaj sekalarni porast je ostvaren upr*-kos ratnim razaranjima i drugim poremecadima sa strane u. to-ka tog perioda© Uporedjujuci predratni sa posleratnim periodom, vidimo da su prosečne stope rasta posle rata barem dva puta veče nego pre rata* Prosecna stopa rasta nove vrednosti fik-snih fondova je porasla od 198% na ^rfflo^ a draštvenog proiz-voda od 2,% na 69Wo9 tako da je a proseku proizvodni koefi-cijent a predratnom perioda rastao po stopi od 0$7% godišnje a u posleratnom perioda po 2% godišnje© Ove su razlike relati-vno nešto manje ako posmatra-mo samo odabrane periodeo Naime, pošto se radi o dva razdob-lja prili6no povoljnih uslova a kojima se odTijao privredni razvojj ove sa razlike isto tako veoma izrazite ali na višim nivoima prosečnih stopa rasta© Tako prosečna stopa rasta a periodu 1920-1929o iznosi 4,7%« a u perioda 1951-1959« 8,2^O Zbog toga i prosečni proizvodni koeficijent a tim periodima raste dosta brže od proseka za predratni i posleratni peri-od, ali je razlika izmedja godišnjeg porasta od 2?5% i 3*9^ u korist 50-tih godina još avek osetna* Ako se podsetimo da su intervalni proizvodni koe-fioijenti za ova dya perioda približno isti, onda se mogu izvuci interesantni zaključci o prednostima ekonomske politi« ke brzog privrednog razvoja posle rata« Prvo9 intervalni pro-izvodni koeficijent nije opao uprkos tome što je prosečna stopa rasta fiksnih. fondova udvostrucena 9 i to na nivou brato investicija koji je za oko tri pata veci« Drugo, pove-danjem ačešca bruto investicija u fiksne fondove u društve« nom proizvoda od 1?$3% na 24^6%, tjd za oko 2/5 prosečna sto-pa rasta društvenog proizvoda je u perioda 1951-1959« za oko 3/4 viša od odgovarajude stope za period 1920-1929« Treče , 313- uprkos tome što su elasticiteti prosecnog proizvodnog koefi-cijenta u. odnosu na fiksne fondove u ovom periodu pre rata viši, prosečni proizvodni koeficljent je u perioda 1951-1959• rastao dosta brže jer je porast fiksnih fondova brži« 6etvrto9 ubrzanjem dinamike porasta dpuštvenog proizvoda i fiksnih f ondova se ne samo brže postižu vedi apsolutni nivoi ved se osetno ubrzava i povedarge dohotka po stanovnika* i opremlje-nosti odnosno mogudnosti stvaranja novih radnih. mesta9 što je a uslovima nedovoljne zaposlenosti bilo veoma važno« Pe-to, samo brzim porastom f iksnili f ondova je mogu.de brzo pos-tidi odredjene strukturne promene \x privredi^ koje opet dp-vode do bržeg povedavanja proizvo^ne i životnog standardac Sesto, brzo povecavanje proizvodne u^tivnosti omogacava bo-lje iskorišcavanje kapaciteta» pot, ova iirfrastruktare, što dovodi do pozitiraili efekata na povecanje proizvodnog koefi-cijenta preko strukturne komponent©« Ovi zakljacci a principa svakako važe i ako upo-redjujemo ceo predratni period sa celim posleratnim periodom. Ovde smo uporedjivali dva relativno homogena perioda sa ka-rakteristikama koje su približno reprezentativne za dva ta-kva tipa privrede u našim prirodnim i sociološkim aslovimae Pored toga, rezaltati a ova dva potperioda sa poazdaniji od onili za ceo predratni i ceo posleratni period9 tako da je i kvantifikacioa tih razlika imala više smisla« Možemo zaključiti da je politika relativno visoke stope akumulacije a okvirima socijalistiSkog društvenog ure-djenja dovela do impozantnog abrzavanja Er^?y§teRf rasta i da to nije dovelo do smanjenja inteivalnog/koeficijenta, dok 3e prosečni proizvodni koeficijent čak značajno porastao kao posledica brze strukturne transformacije koja je omoga« dena takvim tempom investiranja« z Uzimaouci da je stopa porasta stanovništva data egzogeno* 512. Citirana literatora /1/ Ao Bajtj, "Maksimalizaeiga potrošrge kao sredstvo optima-lizacije stope investicija I privrednog rasta'% u Metodološki problerai privrednog rasta i priv-rednog planiranja « Ekonomski seminar V, JIEI8 Beograd^ 1965« /2/ GoC« Chow? "Test of Equality Between Sets of Coeff icients in Two Linear Regressionsf% Econometrica„Jaly 1960. —-____ /3/ Draštveni proizvod i narodni dohodak, 1952-1962, SZS9 Beograd8 1963« /4/ M« Ezekielj) K«A0 Fox5 Methods of Correlation and Regres-sion Analjsis^ John Wiley & Sons^ New YorkVl959c /5/ M« Friedman9 ftA Comparison of Alteniative Tests of Signi-ficance for the Problem of m Rankings'% Annals of Mathematical Statistios«, 11-19400 /6/ Mo Friedmaiis) "The Use o± Rinks to Avoid the Assumption of Normalitj in "oJae Analjsis of Variance", Joarnal of American Statistical Association,, 32-1957. /7/ A0S0 Goldberger^ Econometric Theorgr, John Wile7 & Sons, New York7 1964«= /8/ J« Jolinstonj Econometric MethodSv, McGraw~Hillj New Yorkp 1963~ /9/ Jo Johnston, Statistical Cost Analysis^ McGraw«Hills New ^"ork0 1960« /10/ M0G0 Kendallg 5?°^ "orrelation Methods, Griffin5 London, 1962 o ~° /11/ L0R0 Klein, An Introdaction to Econometrics,, Prentice-Hall, Englewood Oliffs, 1962, /12/ Eo KuJi, Capital Stock Growths A Micro-Econometric Ap- proach^ Nort-Holland Pablishing Company? Amster-dam, 1963• /13/ So Kaznets, "A Comparative Appraisal"9 in Bergson8 Kuz-netSj, ed0 Economio Trends in the Soviet TJnion, Harvard Univeršity Press Cambridge, 1963© /14/ S, Kuznets, HQaantitative Aspects of the Economic Growth of Natlonss VI« Long^Term Trends in Capital Pormation Proportions"f Economic pevelopment and Caltaral Chan^e^ Vol« IX, Number 4, July 1961« /15/ ^o NikoliCj P« Sicherl^ "Jedna straktarna analiza priv-rednog razvoja Jugoslavije u perioda 1952-1962", Ekonomist, 1-2/1965. 313 o /16/ Do Nikoli68 P« Siciierls, Kon8tru.kci.ia proizvodno-kapital-nog modela za privredni razvogj Ju.goslavi,ie, Rado-vi 5? Jugoslovenski institat za ekonomska istraži-vanja? Beograd^ 1964e /17/ Gr«Wo Snedecor^ Statistical Methods^ Iowa State Universi-ty PresSj ^AmeSj, 1964O /18/ Some Factors in Economic Growth in Earope darinp; the 1,9^Os /Economic Sarvey of Europe in 1961, Part 2/, United Nations9 Geneva^ 1964» /19/ Ho Theilj A0L«» Nagar, "Testing the Independence of Re-gressio^ Disturbances"'. Joornal of the American Statisticax i>bau^j.caux^, Decemberj 1961» /20/ Vo Tričkovičj "Stope rasta u socijalističkog ekonomiji i njene determinante - osvrt na predavanje prof• Mo Kaleokog", Ekonomist„5-4/19620 /21/ Uzroci i karakteristike privrednih. kretan.ja u 1961» i 1962e godinJu Dokumentaciono-analitički materi-jali 7, Savezni zavod za privredno planiranjes Beograd, oktobra 1962o godine^ /22/ I. Vinski^ Ispitivanne faktora du^oročnofi ekonomskog razvona Jagoslavije i n.ienih podriič.ja« Studi.je 10, Savezni zavod za privredno planiranje, Beog-rad, mart 1964O /23/ Io Vinski? "National Product and Fixed Assets in ttie Territory of Togoslavia 1909*^19599 Income and ^ealthg Series IXft Bowes and Bowes9 London9 1961O /24/ J«E. Walsli, Handbook of Nonparametric Statistics« Van Nostrand^ Prinoeton, N.J«, 1962« /25/ BoJ* Winer? Statistical Principles in Experimental Desing, McGraw-Hill« New York« 1962« 314, Glava VI ' UTTRDJIVHJB TENDENCIJA U P R 0 M E-NAMA P ROIHODNIH KOEnCIJSNITI A. STRUKTURA Videli smo da se proizvodni koef icijenti za poje-dine sektore znatno razlikujuu Razlike su, ne samo značajne prema odredgenom statistickom kriterija vec sa I kvantitativ* no veoma izrazite« čak izmedju ovde definisana četiri vell« ka sektora najviši sektorski proizvodni koeficijent je kod nas desetak puta viši od najnižeg« Naravnoj> razlike su mnogo vece akoliko posmatramo granske proizvodne koeficijentee Tako odnos društvenog pro-izvoda 1963o godine i revalorizirane vrednosti osnovnih sre- dstava u industriji krajem 1962, godine daje sledecu distri- % * bacija granskih. proizvodnili koeficigenata § Vrednost koeficijenata Broj grana od do 0,10 0,25 2 0,25 0,50 5 0,50 0,75 4 0,75 1,00 5 1,00 1,25 3 1,25 1,50 1,50 1,75 2 preko 1,75 1 Dok Je vrednost proizvodnog koeficijenta za indus-triju u celini 0,5278, vrednosti za poo©dine grane nalaze se izmedju 0?1323 (elektroenergioa) i 295339 (indastrija dava« na)o Drugim recima, nagviša vrednost je u industriji preko 19 puta viša od najnižeo U privredi u celini najveca razli-ka izmedju proizvodnih koeficigenata za pojedine grane prema naŠoj klasifikaciji je \x 1963» godini izmedju vrednosti * Koeficijenti su izracunati na osnova podataka iz SGJ-65 za društveni proizvod9 tekace cene, za osnovna sredstva SGJ-64, revalorizovana vrednost* 315. 0,1242 za željeznički saobracag i 4,4983 za projektovargeft Ovaj dragi je oko 36 pata veci od prvogo Isto tako, u nekim granama postoje osetne razlike i izmedju proizvodnih koeficijenata za pojedine grupacije /32/» Velike razlike u granskim proizvodnim koeficijentima sa karakteristične i veoma izrazite i a drugim zemloama«, Tako je u Velikoj Britaniji u 1960» godini naoviši prosečni proizvodni koeficijent od 1,43 u, gradjevinarstvu, za proizvodnja elektricne energije iznosi 0?0926o Od njega je a privredi (prema njihovoj klasifikaciji) manji j°š samo proizvodni koeficijent a vodoprivredi cija je vrednost 0,027 /7, tabela H, stre 51/• U Izraelu (1958) 3© takodje najviši proizvodni ko~ eficijenat od 4,187 u. gradjevinarstva, proizvodni koeficijent za proizvodnja električne energije iznosi O91O31? za rafi-nerije 0,0986 i za vodoprivredu 0,0459 /6, na bazi tabele III»2/e Slična je sitaacija u. Japana (1955)o Gradjevinarstvo kao sektor sa proizvodnim koeficijentom od 4,926 opet pred= stavlja gornja granica, a proizvodnja električne energije sa proizvodnim koeficijentom 0,0936 donja granicu granskih vre-dnosti /8, tabela 1-13» str» 3V» Razlika izmedju. vrednosti proizvodnih koef icijena-ta za pojedine sektore i grane delimično zavisi i od sistema klasifikacije privrednih delatnosti \i pojedinim zemljama, ali su razlike izmedja ekstremnih vrednosti svagde veoma ve-like, U SAD se pominje i odnos islOO, pa i preko toga /12./o Pošto za Jagoslavija ne postoje adekvatni podaci za taj nivo agregacije, ovde se necemo apuštati u aporedjivanje sa odgo-varajacim vrednostima za druge zemlje, što je veoma nezahva-lno i zbog različitih. struktura relativnih cenao Zadovolji-čemo se konstatacijom da oe široki interval vrednosti proiz-vodnili koeficijenata fiksnih fondova pojedinih vrsta pro-izvodne aktivnosti kod nas i 11 drugim zemljama zakonitost koja naglašava zavisnost proizvodnih koeficijenata od struk- x Recipročne vrednosti odgovara juciii kapitalnili koeficije« nata« 316. tare privrede i tehnološkili karakteristika pcgedinih. vrsta privredne delatnosti» Prema tome, mada su formiranoem četiri relativno homogena sektora varijacije proizvodnih koeficigenata za agregate na nižem stepenu agregiranja unutar sektora smanje-ne, sektorski proizvodni koeficijenti ostaju i dalje zavisni od promena strukture unutar tili sektora, o kojima kod deta-ljnijeg planiranja treba svakako voditi racuna« Sa druge strane, sektorski proizvodni koeficijenti nisa medjasobno nezavisni, tako da empirički proizvodni koeficijenti ne za-vise samo od tehnoloških karakteristika neke vrste proizvod-ne aktivnosti i specificnih aslova u. toj grani vec i od kre-tanja a privredi kao celini« Naime, struktunie i makro eko-nomske zavisnosti a privredi predstavljaju jedno ograničenj© koje odredjaje mogucnost promene struktare fiksniti fondova kompatibilne sa željenom strukturom proizvodnje. I pored ovih konstatacija koje osvetljavaja aslov-na i Mpoteticka priroda ovde primenjene dekompozicioe prome= na globalnog proizvodnog koeficijenta na efekat straktarnili promena i na ef ekat promena sektorskih proizvodnih koef ici-jenata ona se može smatrati svrsistLodnom kao ilustraciga osnovnih tendencija u tom poglediu Globalni i sektorski proizvodni koef ici.ienti Veza izmedju globalnog i sektorskih proizvodnih koeficijenata je definisana vec ranije«, Globalni proizvodni koeficijent je ponderisana suma sektorskih proizvodnih. koe-ficijenata i odgovaraoadih straktarnih pondera* U slačaja prosečnog proizvodnog koeficijenta ove pondere predstavlja ucešce f iksnih f ondova komponente u f iksnim fondovima agre-gata, dok u slačaju intervalnog proizvodnog koeficijenta pondere sektorskih intervalnih proizvodnili koeficijenata predstavlja acešče novih investicija u odredjeni sektor u novim investicijama agregata« Medjatim, kako su odgovarajaci kapitalni koefici- 317. jenti inverzne vrednosti proizvodnih koeficijenata9x ponderi sektorskih kapitalnih koeficijenata su u tom slačaja učešce proizvoda sektora u ukapnom proizvoda3^ odnosno ačešce prira~ štaja sektorskog proizvoda u priraštaju ukapnog proizvoda da bi se dobili odgovarajuci globalni kapitalni koeficioentio Ako pretpostavimo da su. sektorski kapitalni koeficijenti dati, onda se može redi da globalni kapitalni koeficijent zavisi bilo od sektorske strukture proizvoda bilo od sektor-ske strukture kapitala^ jer je medjusobni odnos tih struktura mogude definisati preko odnosa sektorskog i globalnog koefi-cijenta tj* preko pcgma relativnog sektorskog koeficijenta« Drugim rečima? za sektore sa natprosečnim kapitalnim koefi-cijentom je karakteristično vece ačešde sektora u akapnom kapitalu. od učešča sektora a akapnom proizvoda«, Mada sa to dva različita aspekta istog odnosa, treba imati u vida da je izračunavanje globalnog kapitalnog koeficijenta na osno-vu sektorskih koeficijenata i strokture a slačaja gde sa ponderi straktara proizvoda slično izračunavanja ponderisa-ne aritmetičke sredine^ dok je za slačaj da se kao ponderi uzima struktara kapitala ono slicno izračunavanoa harmonič-ne sredine«***" Naravno, akoliko se radi o proizvodnim koefi« cioentima, odnos je obrnato Nezavisno od sistema racunjanja postavlja se pita-nje da li je svrsisiiodnije poči od izračunavarga proizvodnih koeficioenata ili kapitalnih koeficidenata, sa jedne strane, i sektorske straktare proizvoda ili fiksnih fondova, sa dra-ge straneo 0 prednostima posmatranja proizvodnih koeficijena- % U funkcionalnim modelima su kapitalni koeficijenti re-ciprok odgovaraoucih proizvodnih koeficijenata dok za statistiSke modele to nažno ne važi« «3c Formala a pomenutom rada R« Bičanica /5$ stro 337/? koja definiše globalni kapitalni koeficijent kao ponderisana suma granskih kapitalnih koeficijenata gde sa ponderi sektorska struktara kapitala, je očit lapsase No9 pošto je on uprkos tome mogao izvesti u principu pravilan za-klju-čakj izgledalo $e svrsishodno da se razmotri zašto je to takoe aoat Ovaj smo nacin apotrebili ranije /35> s-t^« 179/ za izra-čunavanje hipotetičkog kapitalnog koeficijenta« 318 e ta fiksnih fondova je bilo vec govora a III glavi« Ovde bi trebalo da se razmotri da li je svrsishodnije da se struktu-ra privrede prikaže strukturom fiksnih fondova ili struktu-rom proizvoda8 imajuči u vidu. njihova medjasobna povezanost, Kod donošenja investicione odlake a realnom smislu nužno se počinje od proizvoda? od odluke o specifičnoj vrsti proizvodne aktivnosti za koju se onda posle izbora tehnolo-gije moraoa pribaviti specifični proizvodni faktori, a medja njima i odredjena vrsta i kolicina fiksnih fondovao Ta se radi o ex ante stvarima koje predstavljaju polazna tacka za privredna kretanja, ali se ovde qoš ne radi o materijaliza-ciji te idejeo Materijalni proces proizvodnje odnosno opredmeci-vanje investicione odluke pocinje od stvaranja fiksnih fondo-va0 Naime9 sa stanovišta preduzeca se azima da če se radna snaga i, reprodukcioni materioalf energija itdo moci obezbe-diti izvana onda kada ce biti potrebni a procesa proizvodrge* Medjutim, fiksni fondovi se pcgavljuju kao faktor proizvod-nje koga nije potrebno samo odjednom i unapred nabaviti za više proizvodnih procesag vec je obicno potrebno računati i sa odredjenim aktivizacionim periodima pre nego što se iz investicija stvore fiksni fondovi koji su sposobni da delujti kao faktor prolzvodnjeo Investiranjem se menja struktura fiksnih fondova u struktan koja sadrži u sebi buduce potencioalne promene/proizvodao Stoga izgleda za ova svrlia bolje pratiti straktara fiksnili fondova, jer nam pruža adekvatniji i poazdaniji pregled strakture privrede i promena te strukture od straktare pro-izvoda kcgi je podvrgnat vecim f laktaacijama«. Naime, i tada kada ve6 počne proizvodni proces, a prvom perioda je proiz-vodnja zbog uhodavanja obično niža od optimalne? tako da predazeča obično treba i posle aktiviranja fiksnih fondova jedan odredjeni period da postigne normalnu proizvodnju« Po-red toga, a perioda eksploatacije je kretanje fiksnih fondo-va dosta ravnomemijeo Oni sa po svojoj prirodi veoma malo podložni uticaju kratkoročnih faktora, dok je kretanje pro-izvodnje mnogo osetljivije, tako da te fluktuacioe aticu i 319. na stabilnost sektorske strukture proizvodzge« Strukturne karakteristike privrede mogu se defini-sati sa mnogo aspekta* U slacaja izbora strukture, najrele« vantnije za izučavanje proizvodnih koeficijenata, iz pome-nutih. razloga odabrana je sektorska straktara fiksnih fondo-va kao predstavnik privredne strukture i njenih promena« Ve-licina i sektorska struktura fiksnih fondova se može azeti kao jedan indikator potencijalnih. mogačnosti proizvodnje ko~ je sa a nekim slučajevima lošije prikazane trenatnom veliči«-nom i strakturom proizvodnje«, Što se tiče razlika u. sektorskoj strukturi fik-snih fondova za definisana cetiri/sektora* one ne atiču znatno na razlike a globalnom prosecnom. proizvodnom koefici-jenta za pcgedine repablikeo Odstapanoa repabličkih koefi-cijenata od proizvodnog koeficijenta za Jugoslaviju po tom osnova sa mala^ najviše do oko 6% naviše i naniže (tabele 19 i 20 )• Dakle«, što se ove strukture tice, razlike a glo«=-balnim proizvodnim koeficioentima za repablike bi trebalo da budu male« Ovaj zakljačak zahteva oedna važna kvalifikacijiu Razlike u sektorskim proizvodnim koeficijentima sadrže i razlike koje proizilaze iz razlicite strakture tih samih sek° t©ra, tjo iz različitog udela grana sa višim i nižjuoa gran-skim proizvodnim koeficijentima u pojedinim republikama« Tek kada se bude raspolagalo adekvatnim podacima za taj ni-vo agregacije, moci ce da se donese odredjeni zaključak po ovoj liipotezi« Isti se nedostatak pojavljuje i a dinamičkoj ana-lizi efekta strukturnih promena na vrednost proizvodnili ko-eficijenata«, Efekat straktarnih promena je mogade analizi-rati samo za ova četiri široko definisana sektora, dok se uticaj promena straktare unatar tili sektora na veličine sektorskih proizvodnih koeficijenata iz tih. razloga ne mo-že adekvatno ispitivatio Ovi aspekti zahtevaja svakako da« lja istraživanja jer bi nam to moglo dati značajne informa-cije o tome gde treba pre svega tražiti azroke promena sek-torskih proizvodnih koeficijenata, u granskoj strukturi 320 ¦ sektora ili u nekim. drugim faktorima koji su teže pristupač-ni analizio MedQutim9 i ispitivanje efekta strukturnih prome-na privrede a odnosu na ove sektore na globalni proizvodni koeficijent, pražaja nam dragocene informacije i za dugoroč-nu tendenciju tili efekata« Za Jugoslaviju, u celini kao i za sve republike je u periodu 1952-1962«, karakteristično veli-ko povecanoe fiksnih fondova industrije a privrednim fiksnim fondovima© Ucešde saobračada jaSe a poljoprivrede nešto sla-bije opada9 dok razlike \x učešcu sektora ostalo+ nisu veli« keo Ove strakturne promene sa osim a Grnoj Gori ispoljile jak aticaj na povečanje globalnog proizvodnog koeficijenta« Tako za Jagoslavija u celini približnc 23% oorasta globalnog proizvodnog koeficijenta a tom periodu sts može pripisati efe-ktu strukturnih promena« Ispitivanje dagoročnih promena proizvodnog koefi« cijenta za Jugoslaviju $e pokazalo daleko veci aticaj struk-turnih promena na kretanje akupnog proizvodnog koeficijenta u perioda od 1910« do 1953* godine« Mada su podaci oskadni, izgleda da je na mestu zaključak da sa a predratnom perioda intersektorski efekti glavni faktor porasta ukupnog proizvod* nog koeficijenta (u perioda 191o-1931e oko 3/^ celog porasta može se pripisati tom efektu). Vanredno brze promene struktu-re fiksnih fondova a prvog dekadi posle rata sa bile toliko velike da je ukupni proizvodni koeficioent aprkos negativnom efektu intrasektorskili promena porastao a odnosu, na predrat- U periodu 1952-1962„9 kada posle stagnacije pro-izvodnja brzo raste i opadanje proizvodnog koeficijenta pre-lazi a brzi rasts je intrasektorski efekat promene akapnog proizvodnog koeficioenta prvi pat vedi od intersektorskog efekta« Naime, vldeli sm® da indeksi strukturne k©mp©nente % Detaljnije a V glavi kod analize dugorocnih. kretanja pro-izvodnih koef icijenatae 321«, promene ukupnog proizvodnog koef icijenta iznose za taj pe- -riod 117,2, odnosno I2o,3» a standardiziraniji indeks 128,0, odnosno 131»4-«, Ipak, strakturne promene još avek obrazlažu približno 4o% povečanja ukupnog proizvodnog koeficijenta.* Uprkos tome što u daljem toku. razvoja ne možemo ocekivati više toliko brze promene strukture fiksnih fondo-va može se pretpostaviti da če biti pozitivan efekat intei> sektorskih. promena ukupnog i globalnog proizvodnog koefici-jenta kod nas i dalje znatan« Ova je pretpostavka utoliko plaazibilnija ako se posmatraju i rezaltati za neke strane zemlje koje su obradje-ne u. prilogu« čak u Velikoj Britaniji, gde su strakturne pro-mene u celini male i koja kao visoko razvijena zemlje sa ni« skim stopama rasta ne doživljava velike promene u ekonomiji obima i transfera resursa izmedju razliLitih proizvodnih de-latnosti, intersektorski efekti sa \x pedesetim godinama po-zitivni i znatno usporavaju pad globalnog proizvodnog koefi-cijenta koji je posledica opadanja sektorskih proizvodnih koeficijenata0 Ovaj efekat strukturne komponente je još daleko izrazitiji u Kanadi i Izraelu, gde oQ inaoe pad sektorskih proizvodnih. koeficioenata dosta veči0 I u ovim slačajevima se postavlja pitanoe a kolikoj meri je pad sektorskih pro-izvodnili koef icijenata prouzrokovan promenom strukture unu-tar četiri velika sektora0 Ali je promena straktare fiksnih. fondova za ovako široko definisane agregate očito veoma po-voljno uticala na kretanje globalnog proizvodnog koeficijen-ta« Tako bi a odsastva intrasektorskih promena globalni pro-izvodni koeficijent u Izraela a perioda 1950-1959* i vl Kana-di u periodu 194-6-1955© rastao prosečno više od 1% godisnje, kao rezultat promena strakture ovitL sektora« Izgleda da a pedesetim godinama sličan zakljačak važi i za Bugarsku, Madjarska i Sovjetski savez, gde je standardizirani indeks proizvodnog koeficijenta takodje ma- ac Rezultati na bazi sektorskih proizvodnih. fmikcija i nisu direktno uporedivi sa rezultatima za period 191O-1953« 322* nji od 1009 dok je indeks struktorne komponente veci od sto i kompenzira delimično iXi u celini negativni intrasektorski efekat /31* gl, III, st. 47/. Struktarne efekte kod globalnog intervalnog pro-izvodnog koeficioenta je dosta teže analizirati«, Pre svega^ vrednosti intervalnih. proizvodnih koef icijenata su. mnogo va-ridabilnioe od vrednosti prosečnih proizvodnib. koeficijena-ta, tako da su ocene struktarnih efekata manje poazdane« Drugo^ akoliko se smatra da je intervalni pa?oizvodni koefici-jent u nekom perioda konstantan, mogace je nporedjivati samo efekat strukture novih investicioa za različite periode, s tim da ovi treba da buda dovoljno dugl da bi omogučili adek™ vatnu ocenu intervalnog proizvodnog koeficijenta kao i siste= matskih strukturnih promena a pravcima investiranjae Tre6e9 za pojedine sektore smo u nekim slučadevima videli da pret« postavka konstantnog intervalnog proiz-vodnog koeficijenta empirički nije prihvatljivaj tako da ni proizvodne funkcije a tim slačajevima ne pražaja dosta povoljnijn infomacija od dragih. načina izracanavanoae Utica^ straktare (brato) investicija na vrednost intervalnog kapitalnog koeficijenta je ispitivao So Kaznets /23, str0 44~48/e Informacije su veoma oskadne i odnose se na dva-tri duža perioda za kraj prošlog i prvu polovina ovog veka za pet zapadnih zemaljao Kaznets zakljucuje da tenden-cije nisu svugde iste, u Norveškoj i Švedskoj intersektorski efekti predstavljaju glavnu polugu promena u intervalnim ka-pitalnim koeficijentima na dugi rok? dok u slučaju SAD, Argentine i Južnoafričke unije praktično sve promene su prouzrokovane intrasektorskim efektima /ibid9 str« 45/© Ma-da su numeričke vrednosti ovih ocena a velikoj meri nepouz-dane iz gore navedenih i 30Š nekih metodoloških. razloga3 x Iz tog razloga je ovaj aspekat analize izostavljen u stu-diji Sekretarijata Ekonomske komisije UN za Evropu /31» glc IIIj stro 35/» Smatra se da sa godišnje vrednosti in-tervalnog proizvodnog koeficijenta suviše podložne utica-1 jima promena u iskorišcavanju kapaciteta« 323. interesantno ge pokušati izvesti neke druge tendencije iz rgegovih. podataka© Globalni intervalni kapitalni koeficijent u kasnijim periodima pade ^zbag r>romene a struktari pri-raštaja proizvoda pod pretpostavkom nonstantnih sektorskih. intervalnih. kapitalnih koeficijenata u Norveškoj^ Švedskoj,. Južnoafriekoj unijij dok je u SAD i Argentini približno kon« stantan« Dragi hipoteticki globalni intervalni kapitalni ko-eficijent, pod pretpostavkom konstantne straktare prirašta« ja proizvoda9 raste a kasnioim periodima a Norveškoo? Šved-= skoj i pada u SADt Argentini i Južnoafrickoj uniji« Ukratko, za sve te zemlje bi se moglo reci da je gledano sa aspekta intervalnog proizvodnog koeficijenta9 intersektorski efekat nenegativan9 dok intrasektorski efekat pokazuje različiti pravac promena u različitim zemloama0 U večini tih zemalja se zapaža tendencija opadanja globalnog intervalnog kapitalnog koeficijenta u. kasnijlja periodimaj sa vecim ili manjim intenzitetom0 Kada se posmatraou, razlike u globalnim intervalnim proizvodnim koeficioentima za pojedine repablike za period 1952-1962O (tabela 27 )9 vidimo da sa razlike koje proizila-ze iz različite strakture novih investicija a četiri sektora relativno male a odnosa na razlike koje proizilaze iz razli-ka u sektorskim intervalnim proizvodnim koef icijentima u po-jedinim republikamao Prema tome, azroke za razlike a global-nim intervalnim proizvodnim koeficijentima za pojedine re-pablike a tom periodu. treba pre svega tražiti u faktorima ko-ji utiča na razlike a sektorskim intervalnim proizvodnim ko~ eficijentima« Jedan od veoma važnih faktora koji bi trebalo ispitivati su razlike a struktarl unutar pomenutih cetiri sektora izmedja repablike« Što se tiče avde def inisanih razlika u. strukturi novih investicijaj, gornji Je zakljacak posve priiivatljiv, a mogao se i očekivati jer je struktiira novili investicija po repablikama u celini veoma slicna (vidi tabelu )« Hrvatska i Orna Gora koje se izdvajaju od ostalih po dosta višim aceš-6em investicija u. saobracaj imaoa i negativan efekat sektor-ske komponente u odnosu na vredncsti za Jugoslaviju, u, celinie Medjutims treba imati u vidu. da ova konstataclga nimalo ne protivreci važnosti struktu.rne komponente za promene global-nog intervalnog proizvodnog koef icijenta u. vremenu i na dugi rok9 jer tada su. razlike u strakturi obično veoma osetne© Medjunarodna uporedjenja su još dosta manje pozda-na jer se tu postavlja problem relativnih cena u pojedinim zemljama« Uporedjujuci rezultate za period 1951ra1957« za 10 zemaloa na razlicltim stepenima privrednog razvoja^ S. K^-z-^ nets dolazi do zaklgaSka da razlike a sektorsko.i strukturi , priraštaja proizvoda nisu a stanja da obrazlože razlike u globalnim intervalnim kapitalnim koeficijentima za te zemlje /229 str« 6O-66/0 Medjatim.5) isto tako se ogradjage od toga, da bi razlike izmedja pojedinih zemalja za tag period bile direktno upotrebljive kao indikacija kretanja prosečnih ili intervalnih kapitalnih koeficijenata a toka privrednog raz» voja neke zemlje /ibid9 sto 60/d Ukratko, razlike izmedju sektorskih proizvodnih koeficijenata9 kako prosečnih. tako intervalnih,* sa izrazite i u vecini slučajeva sa se pokazale i statisticki i kvanti-tativno zna5ajneo Zbog toga je globalni proizvodni koefici-jent zavisan i od strakture fiksnili f ondova odnosno novih Investicijao Empirička istraživanja sa pokazala da sa a po= sleratnom razvoja strukturne promene kod nas u velikog meri aticale na povecanje globalnog proizvodnog koeficijentaj gle° dano dugorocno u prošlosti sa one Čak prakticno jedini izvor rastuceg propecnog proizvodnog koeficijenta kod naso .«¦*. r,fr-- Na osnova našeg dosadašnjeg razvpja kao i na osno-vu nekik rezultata za druge zemlje moze se očekivati da 6e intersektorski efekat promene prose^nog proizvodnog koefici-jenta biti i dalje pozitivan* Isto tako izgleda plauzibilno pretpostaviti da če biti taj efekat nenegativan i a slačaju. globalnog intervalnog proizvodnog koeficijenta, mada su te pretpostavke prirodno veoma uopstene0 Naime, za preciznije odmeravanje tih efekata ,je potrebno speclficirati razne va-rijante baduceg razvcga i planiranih odnosno očekiTanili ac Vidi i vrednosti za 16 evropskih zemaioa9 kanada i SAi) u (319 glava III s stre 58/0 -ls 32% strukturnih promenae Medjatinig ne treba zaboraviti da strukturne prome~ ne unutar tih, široko definisanih, sektora nisu uzete u obzir i da su. obulivacene a vrednosti odnosno promenama sektorskih proizvodnih koeficijenata© Stoga se može pretpostaviti da bi razlike odnosno promene u. straktuxi mogle objasniti i jedan deo razlika odnosno promena u, sektorskim proizvodnim koefici-jentimao Drugim. recima9 utieag strukture bi se pokazao još značajnijim i još veci deo kretanja proizvodnih koeficijena-ta bi se mogao obrazložiti strukturnim faktorimao Ova potreba da se anali&a proširi i na niži ste-pen agregacije koja je neophodna za adekvatnige sektorsko planiranoe kao i za ekonomsku politikUj, da i ne govorimo o boloem razumevanja struktaskih promena u toku privrednog ra-zvoja i proizvodnih koeficigenata^ ima ipak svoje granioe što se tiče korisnosti povecavanja broja grana i grupacija© Na-ime, treba imati na uma činoenica da sektorski proizvodni koeficijenti nisu medjasobno nezavisni i da ta zavisnost raste sa brojem sektora i tako smanjuje stabilnost tih pro-izvodnih koeficijenata« Vek tra.ianna i tehnicka struktnra f iksnih f ondova Izgleda da se razlike a sektorskim odnosno gran-skim proizvodnim koeficijentima moga a prvoj aproksimacioi uzeti kao posledica različitih tetmoloških karakteristika pojedinih proizvodnih procesa© Ukoliko za sada pretpostavi-mo da je stepen tetiničke opremljenosti rada u smislu tehno« loškog odnosa u jednom ciklasa proizvodnje data veličina^ onda veličina proizvodnog koeficijenta varira u zavisnosti od veka trajanja fiksnib. fondova, tj« od toga u koliko ci~ klasa proizvodnje če se isti fiksni fondovi pojaviti kao fak-tor proizvodrge«, Drugim rečima^, što je veci predajam \x vida fiksnih. fondova u odnosu na kapacitete fiksnih fondova a jednom cik-lasa proizvodnoe (ili na godišnji kapacitet tih fondova) to ce ceteris paribas^ biti manji proizvodni koeficijent«, Izbor tehnologije obahvata i izbor veka traoanja fiksnih fondova 326. kcgi je determinisan tehnološkim mogucnostimaj, sa jedne stra-ne? i aspektima ekononiske efikasnosti, sa druge strane. Ukoliko uz dati kapacitet jednog ciklusa proizvod-nje ne bi bilo skuplje proizvoditi investlciona dobra sa du-žim vekom trajanja^ onda bi se svakako isplatilo proizvoditi što trajnija osnovna sredstva^ jer bi se fcako smanjila zame-nae Čak u uslovima ve^iia brzog tehnol'jškcs progrssa to bi predstavljalo najbolja odlaka jer se time što 6e biti izba-5ena iz upotrebe pre svog fizičkog veka trajanja zapravo ništa ne gubij, jer se du|i vek trajanja u ulozi apotrebne vrednosti nije morao platiti večom apotrebom resarsa u. pro-izvodnji tih fiksnih fondova© Medjatim^ a stvari daži vek trajanja fiksnih fon=» dova obično znači angažovanje više resarsa u proizvodnji tih f iksnih f ondova u. odnosu na kapacitet je(^og ciklusa proiz-vodnje9 tjc niži proizvodni koeficijente Zbog toga Eo Domar definiše intervalni kapitalni koeficijent kao rasta6u f\xa~ koija veka trajanja tih sredstavaj, ali smatra da je veoma teško odrediti tacniji oblik te funkcije /118 stro 173/© Sledi da suviše dag ili saviše kratak vek trajanja fiksnih fondova dovodi do nižih stopa rasta proizvoda za data stopa akamalacijeo U prvom slacaja kapaciteti sporo rastu^ a a dra» gom zamena oe velika i a odnosa na fiksne fondove i u odnosu. na proizvodo Odlačivanje o optimalnom veku trajanja fiksnih fondova kao jednom aspekta izbora tehnologije proizvodnog procesa u zavisnosti od cene fiksnih fondova, troškova odr^-žavanja i popravkip ekonomskog zastarevanja zbog teliničkog progresa i promena a straktari tražnje predstavlja jedan as-pekat investicione odlake9 a od nje ce onda zavisiti i pro~ izvodni koeficijent, što se tiče efekata veka trajanja fik-snih fondova© *: Analiza empiričkih vrednosti za SAD za 1939» godinu ma ni-je dala zadovoljavajace rezaltate za niži stepen agregaci-jee Jedino široko definisani sektori9 koji mnogo zavise od gradjevinskih radova9 kao što su. saobračaj^ stambene zgrade i neke grane infrastrakture imaju. dosta vise kapitalne ko-eficijente i vek trajanga od industrijeo 327. U interakciji telmoloških i ekonomskih faktora treba tražiti i uzroke razlika u proizvodnlm koeficioentima za pcgedine sektore i grane koje proizilaze iz veka trajanja fiksnih fondova odnosno njiliove tehnicke strukturee Zbog toga što troškovi proizvodnje fiksnih f ondova rastu sa njihovom trajnošda, izgleda da bi bilo potrebno imati fiksne fondove sa malim vekom trajanja« Oni bi se$ finansijski gledano, brzo isplatili i rizik bi bio manji* Medjutim^ prva prepreka ovde je obično tehnološke prirode, da bi se postigli odredje-ni korisni učinci fiksnih. fondova kao faktora proizvodnjef izbor tehnologije njihove proizvodnje može biti veoma ska-Čen, a prema tome i oblik i trajnost tih dobara« Sa druge strane, čak ako je kapitalna dobra sa veoma kratkim vekom trajanja moguce proizvesti tako da zadovolgavaju tehničke aslove, njihova proizvodnja može biti relativno skaplja, ta-ko da se ne isplati da se proizvode i upotrebljavaou iz eko-nomskih razloga« Vek tra^anja fiksnih. fondova oe povezan i sa te-hničkom straktarom fiksnih fondova« Obično je vek trajanja gradjevinskih objekata duži od veka trajanja opreme? tako da više učešce gradjevinskih. objekata a okupnim f iksnim f on~ dovima povedava njihov prosečni vek trajanoa«, Medjatim9 poš-to se tu radi samo o imeniocu proizvodnog koeficijenta, to ne znači da je proizvodni koeficijent nužno niži a granama gde je ačešce gradjevinskih objekata a fiksnim fondovima vi-še» Tako su. od fiksnih. fondova a trgovini i agostiteljstva i nekim dragim aslažnim delatnostlma zgrade daleko najvažni-je, dok oprema predstavlja samo jedan mali deo fiksnih fon-dova, ali je proizvodni koeficijent ipak visok zbog veoma radne intenzivnog karaktera tih grana© Najniži proizvodni koeficijenti a Japanu a 1955» godini sa za stambene zgrade, zatim za električna energioa. ac Vidi na primer pretpostavljeni vek trajanoa pojedinili vrs-ta fiksnih fondova po sektorima u odeljku za Izrael u, pri-logao Isto važi i za vek trajanja implicitan u stopama amortizacije kod nas /29, stro 319/» 328. vodeni saobracaj, suvozemni saobracaj* komunikacije i petro-lejske proizvode /89 tabela I~»13/o Medjutim, struktura fiks-nih. fondova je različitaj, dok kod stambenih zgrada oprema uopšte ne figorira^ odnos gradjeTinskitL objekata prema opre-mi i vozilima ge kod savozemnog transporta približno 4sls kod električne energije i komunikacija približno 2sl, dok je odnos u vodenom saobracaju približno Isl /ibid, tabela 1-4/«, U Izraelu su a 1958» godini najniži proizvodni koeficijenti za vodoprivredu^ zatim za stambene zgrade9 ra« finerije, električna energija^ brodarstvo i avijaciju i za baznu hemijska indastriju, /6, na bazi tabele III-2/e Gradje« vinski objekti predstavljaju u prva dva slačaja praktično sve fiksne fondove9 ali kod elektricne energije vrednost gradoevinskih objekata iznosi oko ^6% fiksnih fondovaf za . rafinerije i baznu, hemijska industriju samo okc9%j a u. br©-darstvu i avijaciji samo oko 2% /ibid, tabela C~5/o Bez obzira na to što se radi o različitim obuliva-tima i relativnim cenamas moga se izvuci neki zakljacci« Za-visnost proizvodnih koeficioenata od tebnicke strukture jes-te samo jedan parcijalni a^pekt zavisnosti od veka trajarga fiksnih fondova$ koji je opet samo jedan indikator veličine ulaganja a fiksne fondove a odnosa na kapacitet jednog pro-izvodnog ciklusa^ odnosno godišnji kapacitet« I o©^^ i dru-gi su odraz tehnoloških karakteristika nekog specifičnog proizvodnog procesa« Razlike a tim telmološkim karakteristi-kama predstavljaju osnova za razlike a sektorskim i granskim proizvodnim koeficijentima« Daži vek trajanja gradjevinskiii objekata dolazi do izražaja a niskim vrednostima proizvodnog koeficijenta tamo gde ti objekti predstavljaja skoro iskljačivu tehnicka baza nekih usluga odnosno korisnih acinaka? gde oni predstav-ljaju odlučajaca karakteristika proizvodnog procesa© Ovo se ispoljava pre svega kod stambenili zgrada? vodovoda i kana-lizacije, u nekim granama saobracaja i kod hidroelektrana* Tehnologija proizvodnje odnosno obezbedjenja usluga u ovim granama zahteva veoma velika pocetna alaganja u fiksne fon- 329. dove u obliku gradjevinskih objekata sa velikim vekom tra~ janja. Kao što smo videlij, neke druge grane zalitevaju ta-kodje velike investicije a fiksne fondove^ kcgi sa takodje trajnijeg karaktera? ali pretežno u. vidu opremej, i takodje ispoljavaju niske proizvodne koeficijente«, To saf na primer, rafinerije, brodovi^ avionski saobracaj i bazna hemijska industrija« Alternativni tehnološki postapci koji ne bi za-htevali toliko velika alaganja u, odnosa na jedan ciklus pro-izvodnje ili nisa poznati ili se smatraju neekonomičnim« Investiranje u grane sa niskim proizvodnim koefi-cijentom znači da 6e a principa za data stopa akumalacije stopa rasta proizvoda biti niža«, Medjatija, dugi vek traja-nja fiksnih. fondova i nizak proizvodni koeficijent a vezi sa nižom stopom rasta proizvodnje u. perioda takvih investicija još ne mora da znači da takve investicioe asporavaja stopa porasta proizvodnje na dugi rok^ odnosno da su nerentabilne sa stanovišta investitora odnosno sa stanovišta draštva« Zamena je manja i tako ostaje veci deo brato investicija za nove kapacitete«, Pošto se ovde radi u, vecini slačajeva o infrastraktarnim granama, one kasnije omogucavaju brži po-rast drugih grana privrede i tako privrede u celinif kao što je to bio sluuSaj a posmatranom perioda kod nasa L« Johansen je posmatrao efekte razlika a traj~ nosti kapitalnih. dobara koje su kompenzirane razlikama u produktivnosti kapitala (= razlikama a proizvodnim koefici-jentima) na takav na5in da ostaje interna diskontna stopa ista u oba slučaja /19/«> U tom slacaja asjjaptotska stopa ra-sta društvenog proizvoda raste sa povedanim vekom trajanoa fiksnih fondova, dok u prelaznom razdobloa ona prvo opadas sve pod pretpostavkom da je stopa akumalacije datao Dakle, i pod ovim specifičnim pretpostavkama proizvodni koeficijent opada sa porastom veka trajanja fiksnih. fondova, ali je krajnji efekat dažeg veka trajanja tila fondova pozitivan u odnosu na stopa rasta proizvoda akoliko proizvodni koefici-jent ne opada preko neke odredjene granice* Medjatimj, glavna potreba za takvim tipom investi- 330, cija sa društvenog stanovišta proizilazi iz strukturni za~ visnosti u privredi^ kao i iz svesne politike draštva na po™ dručju. životnog standarda i draštvenih, službi« Naime, dok je sirovine^reprodukcioni materijals neka potrošna i investici-ona dobra moguce avoziti i na taj načln Izbeci široki front investicija a prvim fazama privrednog razvojaj postoji niz delatnosti cije je proizvode i usluge moguce praktično obez-bediti jedino ako se potrebni fiksni fondovi fizički nalaze na licu mestao Ovo se odnosi pre svega na saobracaj i pro» izvodnga energije^ komunalije i uslage^ kao i na največi deo neproizvodnih delatnosti« Ovo sa vecinom slačajevi sa veoma niskim proizvod-nim koeficijentomg u fiksnim fondovima preovladavaja gradje-vinski objekti2 vek trajanja je dugo Mada oe potrebe za fik-snim fondovima privredne i društvene intrastraktare moguce zadovoljavati u vecoj ili manjoj meri, jedan odredjeni mi-nimum je neophodan za normalni privredni i društveni život« Dakle8 da bi se stvorili aslovi za brži privredni razvcg a privredi kao cellni9 a prvoj fazl se pooavljaje i potreba za izgradnjom intrastrukture, koja zaliteva mnogo gradjevin-skih objekata i sama po sebi$ bez adekvatno razvioenih osta-lih grana delatnosti, pokazaje još manje proizvodne koefici« jente8 kao što bi se moglo ocekivati zbog velikog veka traja-nja tiii fondova jer su kapaciteti samo delimično iskorišce-nio Osnovna karakteristika fiksnih fondovas po kcgoj su dobili i naziv^ jeste da postoje a Tremenu i da se kao faktor proizvodnje pojavljcgu u niza azastopnih ciklosa pro-izvodnjes s tim. da moraju od prvog momenta biti u celini fi-zički prisutni u tom procesu da bi se njihove aslu^e mogle koristiti* Nedeljivost kapaciteta jednog procesa proizvodnje od akapnog kapaciteta fiksnih. fondova je za različite proce« se proizvodnje različita a zavisnosti od poznatih teliaološ-kih mogacnosti i od njihove ekonomske evalaacije« Posmatrani ac Problem intenziteta zadovoljavanja tih pptreba sa stano-višta ekonomske politike u toku privrednog razvoja veoma je interesantno obradio Ao HiBsJaman /1//» 331. slušajevi predstavljaju primere gde je ta nedeljivost poseb-no naglašena, a pored toga je tu potreba za radnom snagom u smislu faktora proizvodnje koji delage sa tim fiksnim fon-dovima mala«> Medjatim, sa stanovišta mogucnosti proizvodnje f iksnih fondova u ovim granama sa niskim. proizvodnim koef ici-jentima odnosno u neproizvodnim delatnostima postogi jedna značajna razlika«, Dok sa manje razvijene zemlje iz niza raz-loga u ranoj fazi privrednog razvoja prisiljene da investi-cionu opremu uvoze9 odnosno da je proizvode pod veoma nepo-volonim okolnostima9 obilje radne snage a principu omogucuje gradnja intrastruktare gde je nedeljivost pre svega determi« nisana gradjevinskim objektima« Moglo bi se reci da je za neke početne uspehe na tom podrucju kao i na primer u obra~ zovanja i dragim radno intenzivnim delatnostima potrebna pre svega samo dobra organizacija* U odnosa na opremu se kod gradjeviiiskih objekata karakteristika nedeloivosti nešto jače ispoljavag kako zbog dažeg veka traoanja tih, objekata tako i zbog činjenice da postavljanje postrojenja počinje obično od izgradnje gradje-vinskih objekata« Pored toga, aktivizacioni period je obično veci za gradjevinske objekte nego za opremu, tako da oni za-litevaju investiciona alaganja koja su vremenski više udalje-na od prvih. rezaltata« Moglo bi se reči da gradjevinski ob-jekti ispoljavaju relativno jači infrastraktarni značaj i zbog toga što ©ni a vecini slačajeva predstavljaja pre sve-ga objektivne uslove za odredjeni proces proizvodnje« Stoga se može očekivati da ce odnos proizvoda i alaganja a gradjevinske objekte varirati u pooedinim perio-dima« Na početka ce biti proizvodni koeficioenti mali zbog toga što nema dovoljno komplementarnih. proizvodnih faktora odnosno delatnosti koji bi te kapacitete iskoristili« Kasni« je ce se sa privrednim razvojem ovaj odnos povecavati jer 60 se ti kapaciteti bolje iskorišcavati što se više odnos gra-djevinskih objekata i komplementarnih proizvodnih faktora x Vidi Marksovu podela sredstava za rad u širem smislu /28, str« 129-13o/o 322 c bude približavao optimumu<> Ovaj aspekat aticaja tehničke strukture na vred-nosti proizvodnih koeficijenata ce se tretirati i kod razma-tranja proizvodnih koeficijenata u vezi sa privrednim razvo-jenu Moglo bi se zaključiti da uprkos tome što gradjevinski objekti imaou u proseku vecl vek traoanja od opreme9 tehnič-ka struktura fiksnih. fondova ne predstavlja glavni faktor kcgi determiniše vrednost proizvodnih koeficiQenatas vec je daleko važnija osobina stepen nedeljivosti fiksnih fondova a pojedinim proizvodnim procesiniae Mada je ova nedeljivost obično izražena pomocu veka trajanja fiksnih fondova? što se tiče uticaga na razlike a veličini proizvodnila koeficioe-nata za T)ojedine sektore i grane? ova korespondencija nije jednoznačna? Teč zavisi i od odnosa fiksnih fondova i osta-lihfaktora proizvodnje0 m Opreml.jenost rada i veličina preduzeda Opremljenost radnika u telmološkom smisla jeste odnos proizvodnog ucinka fiksnih fondova i broga radnika ko-ji sa rgima rade a procesa proizvodnje3 Gledano vrednosno^ sa stanovišta uloženili sredstava^ taj odnos predstavlja ko-ličnik cene fiksnih fondova i brcga radnika9 tj« avek treba posmatrati fiksne fondove a celini prema radnicima kogi od= jednom rade sa njimaa jer se uslug© fiksnih fondova uglav-nom ne mogu kupovati tako kao što se koriste« Veci broj sme-na predstavlja bolje iskorišcavanje potencioalnih aslaga fiksnih fondova i omogudava veca zaposlenost a odnosa na vrednost uloženih fiksnih fondova9 ali se opremljenost rada u tehnološkom smisla ne menjae Prema tome9 moglo bi se reči da opremljenost rada kao odnos nove vrednosti fiksnih fondova i broja radnika jedne smene zavisi od tehnološkog odnosa ova dva faktora proizvodnje a jednom procesu proizvodnje? ali i od veka tra-janja f iksnih. f ondova u. smislu da se f iksni f ondovi sa istim kapacitetom a jednom procesu proizvodnje moga razlikovati po svom ukapnom kapaciteta9 odnosno9 a razlicitim granama, što su trajniji fiksni fondovi to cej, ceteris paribus, biti 333. veci odnos nove vrednosti fiksnih fondova po radnikuu Naravno9 glavne razlike a odnosu fiksni fondovi - radnik ce poticati iz razlika u tehnologiji u različitim granama ili unutar grane^ tj0 da li je ona više radno ili kapitalno intenzivna« Što se tice uticaja na proizvodni koe-ficijent, radno ili kapitalno intenzivna tehnologija če uti-cati na broioc koef icijentaj, tj* na veličinu draštvenog pro izvoda, preko strukture cene proizvoda« Ukoliko zbog jedno-stavnosti pretpostavimo da je profitna stopa na svaki kapi~ tal ista i zanemarimo da je odnos fiksnih fondova i obrtnih sredstava razli'cit u različitim granama9 proizvodni koefici-jent fiksnih fondova 6e biti veci što je veci dohodak radni-ka<> Najniži 6e biti u potpuno aatomatlzovanoj tvornici, gde ce biti jednak odnosa akamalacije (profita) i fiksnih fondo-va, dok če se u ostalim slučaoevima povečavati od te osnove za količnik dohodaka radnika i fiksnih fondova* Ako azmemo najprostija varijantu da je doh^^^k po radniku svuda isti, onda znači da ce ovaj dragi sojaand Pa P^ema tome i ceo pro-izvodni koeficijentf biti atoliko veči što je veci broj rad-nika a odnosa na fiksne fondove, tjo što je marga opremlje-nost rada« Smisao ove ilustracije je a tome da pokaže".ten-denciju da je proizvodni koeficijent niži ako je viša opre-mljenost radaG Pošto je proizvodni koeficijent invarijantan na distribuciju društvenog proizvoda izmedja raznih institu-cionalnih. grupa, isti bi zaključak važio a principa i za drugačiji način distribacije« Empiričke vrednosti proizvod-nih koeficijenata se razlikuja i zbog niza drugili faktora«, Jedan od njih je iskoriščavanje kapacitetae Veci stepen is-korišcavanja kapaciteta znaci bolje korišcenje "trece dimen-zije11 fiksnih fondova^ tj« veci intenzitet iskoriščavanoa latentnih proizvodnih. aslaga f iksnih f ondova a datom vremen-skom perioda© Veci stepen iskorišdavanja kapaciteta je obično pracen avodjenjem drage pa i trece smene« U tom slučaja pro-izvodni koeficijent rastex jer se veci proizvod dobija pomo- X Za neke numeričke efekte za Indiju vidi /27/« 354, 6u istih fiksnih fondova<> Uvodjenjem novih. smena se opremloe-nost rada u tehnološkom smislu ne menoa? ali se merga odnos svih zaposlenih radnika i fiksnih fondova^ odnosno, što je važnije sa stanovišta ekonomske politike^ troškovi radnog mesta po zaposlenom se smarguju, a da se opremljenost rada u tehničkom smisla nije smanjila© Neki empiricki rezultati ukazuju i na to da je prolzvodni koeficijent niži a istoj grani proizvodrge ukoli™ ko je veličina predazeca^ merena vrednošca fiksnih fondova9 vecao Ova je tendencija zapažena na prijner a SAD /10/, Indi-Qi /27/o Za Jugoslaviju se može takodje videti da je distri-bucija preduzeca u, odnosa na velicina osnovnih sredstava po-maknata više \x desno nego odgovarajuca distribacija prema neto produktu (vidi npr« SGJ»649 tabele Io6»6 i Io6«7)c Izgleda da je i tu posredi uticaj različite opremljenosti rada odnosno raziičita tehnologioa u proizvod-nji istog ili sliSnih.* prodakata^ što a stvarl mož-e značiti i lepezu različitih teimika kako su, se one razvijale. i izgra^ djivali novi kapaciteti u vremena« Ve6e tvomice sa obično bolje opremljene i kapitalno intenzivnije a odnosu na manje« Ne samo da se pokušavaju iskoristiti ekonomije obima pomoca novije opreme koja ima zbog toga veči stepen nedeljivosti vec se ekonomizira i na radnoj snazi9 odnosno jedan deo po~ večanja vrednosti fiksnih fondova ide na račun sapstitacije rada kapitalom a ne samo na povecange kapaciteta« Ove se karakteristike nešto drukcije ispoljava-ju u zemljama u razvoja gde se uvozi oprema iz razvijenili zemalja koja je gradjena prema relativnim cenama faktora proizvodnje a tim zemljamao Pored toga9 velika postrojenja su osetljivija na niz manjkavosti u organizacigi, neadekvat-no i nepravovremeno snabdevanje, lošije održavanje tih fon-dova, nedovoljna stracna sprema radnika itd« Dragim rečima, pod datim uslovima je teže izvuci prednosti velikih postro-jenja^ a ispod neke granice kapaciteta ona mogu biti i manje rentabilna od starih predazeca« % Mada to delimično može biti i odraz strakturnih razlika izmedja homogenijih grapacija unatar grana, što bi bilo korisno dalje ispitatio 335. Videli smo da se sektorski pa i granski proiz-vodni kapaciteti medjusobno znatno razlikujiu Zbog toga glo-balni proizvodni koeficijent kao i oni za manje agregate za-vise u. velikoj meri od strukture komponenti koje ih sačinja-vaju, ovo važi takodje i za dinamiku, promene proizvodnih ko-eficijenata«, Mada za date vrednosti proizvodnih koefici;jena-ta straktara proizvoda i struktura fiksnih fondova^ odnosno odgovarajucih priraštaja9 daju. ekvivalentne rezultate izgle-da da je ovde svrsishodnije definisati strukturne promene pomocu strukture fiksnih fondovao Najniže vrednosti proizvodnih. koeficijenata se mogu. naci u onim granama gde je nedeljivost kao karakteristi= ka svih fiksnih fondova još posebno došla do izražaja i gde fiksni fondovi predstavljaju izrazito značajniji proizvodni faktor u odnosu na radnu snagiu Dakle, kao dva faktora koja najviše utiča na razlike u proizvodnim koeficioentima, od-nosno na značaj straktarne komponente promena agregatnih pro-izvodnih koeficijenata? mogla bi se u prvoj aproksimaciji predstaviti vekom trajanja fiksnili fondova i opremljenošču rada» Medjatim, treba imati u. vida da vek trajarga fiksnih f ondova i opremljenost rada nisu medjusobno nezavis-ni jer opremljenost rada kao odnos fiksnih fondova i broja radnika koji istovremeno rade sa njima odražava ne samo opremljenost rada u tehnološkom smisla vec i aspekat nedelji-vosti fiksnih. fondova koji je a čistom obliku dat vekom tra-janja fiksnih fondova« Opremljenost rada^ definisana kao odnos fiksnih. f ondova i svi3a zaposlenih. sadrži pored toga i efekat poboljšanja proizvodnog koeficijenta zbog povecarga apotrebe fiksnih fondova a datom kalendarskom periodao Ukoliko bi produktivnost rada bila ista a svim granama, proizvodni koeficijent fiksnih fondova bi bio ob3>* nato proporcionalan sa vrednošca fiksnih f ondova po radnika (ako je ovaj količnik definisan konzistentno sa prodaktiv« nošču rada i proizvodnim koeficijentom)© Poznato je da je prodaktivnost rada a razlicitim granama razlicitas što da-lje znači da opremljenost rada može da obrazloži samo jedan 326, deo razlikt u proizvodnim koeficijentimao Isto važi i za vek trajanja fiksnih fondova^ i jedan i dragi faktor imaou ten-denciju da$ ceteris paribus^ snižavaju. vrednost proizvodnih koeficijenata« U stvarnim uslovima niz ostalih uticaja tako-dje snažno deluje na proizvodni koeficijent pojacavaoaci ili kompenziraguči tendencije koje proizilaze iz razlika odnosno promena u opremljenosti rada i veka trajanja fiksnih fondova« Tendencija da se proizvodni koeficijenti smanju«-jii sa vecom opremljenošdu rada zapažena je kako izmedja gra-na tako i unutar grana za veca preduzeča sa kapitalno inten-zivnijom telmikome Ova činjenica ukazaje na to da je stvarno tehnologioa jedna od osnovnih determinanti velicine proizvod-nih koeficiQenatao Bo PRIVEEDNI RAZVOJ U prethodnom odeljka akcenat je bio na posmatra-nja razlika a proizvodnim koeficijentima a odredjenom momen-ta ili perioda a zavisnosti od pojedinih najvažnijili struk« turnih karakteristika privredeo U ovom odeljka čemo posmatra-ti odnos proizvodnih koeficijenata i nekih. karakteristika privrednog razvoja9 kao što su specifičnosti privredne strak-tore i njenih promena a pooedinim fazama privrednog razvoja, efekti dinamike privrednog rasta i tehničkog progresa« U prvom slačaju. smo ispitivali razlike koje se ispoljavaja a jednom preseka a vremena^ dok cemo sada ispitivati dinamič-ke aspekte9 tj0 karakter i brzina promena u. vremena«, Vec iz ranijeg izlaganja se moglo zakljačiti da 6e straktara imati značajna ulogu i a ispitivanja prome-na proizvodnog koeficijenta a vremena9 Naime^ osnova Ijads-kog napretka i blagostarga je intenzivni a ne ekstenzivni razvog proizvodnih snaga8 a takav razvog stalno prate struk-turne promene potrebne da se privreda transformiše a sklada sa najnovioim dostignačima na polja tehnologioe i prema sistemu vrednovanja kcgi vlada a draštvuo Transformacija nisko produktivne privrede a Tisoka produktivnu zahteva ve-like napore i vremenaj tako da sektorska struktura proizvod-nje kao indikator ekonomske razvioenosti predstavlja jedna 337 o alternativu dohodku po stanovnikUj, što znači da ce struktur-na komponenta predstavljati važnu komponentu promena proiz-vodnog koeficijenta a perioda transformacije, a pogotovu on-da kada je ta transformaeija brža<> Pre nego što pridjemo analizi dugoročnih kreta-nja proizvodnog koeficijentaj treba naglasiti relativnost zakljucaka donesenih na bazi medjunarodnili komparacioa* Po-stoji niz razloga zbog kojih ti rezultatifpogotovu noihove numeriSke vrednosti, na žalost nisa niti direktno aporedivi, niti adekvatni za prognoziranoe razvoja u datoj zemlji« Nji-hova glavna korist je a tome da pokušamo iz njih izvači neke osnovne tendencije ako sa toliko izrazite da se jasno Izdva-jaju uprkos niza razlika izmedju pojedinili zemalja« Relativne cene Pre svega9 čak da je obulivat delatnosti isti? razlika u relatrvnim cenama moga biti veoma značajnej tako da razlike npro u acešča brato investicija u društvenom pro~ izvoda moga biti znatne a zavisnosti od toga da li su obrača-nate po cenama visoko ili nisko razvijenih zemalja« Tako Sc Kaznets navodi /22, stro 24/ da bi acešče brato investicija u fiksne fondove u draštvenom proizvodu u Italiji u. 1950« godini (prema podacima iz studije M« Gilberta i I, Kravisa) iznosilo 179 8% po italioanskim cenama (lo% oprema8 7»8% gra-djevinski objekti)t a 1296% po cenama SAD (4% oprema9 8,6% gradjevinski objekti)« Obračun po cenama SAD je ne samo sma-njio ačešce investicioag več je pokazao i posve drukciju tehnička struktara investicijao Slicni rezultati dobijeni su. za druge zapadno-evropske zemlje na bazi studiga o ekvivalentnim kapovnim mo-cima /31 $ glava IIy str* 23/•> Sa izazetkom Belgije i Šved-ske, odnos cena kapitalnih dobara i cena potrošnih dobara je bio avek viši u tim zemljama nego a SAD« Cena oprema je bila u Evropi viša^ a cena gradjevinskih objekata niža od cene u. SADO Ipak, glavni azrok višim cenama kapitalnih do- 3E Vidi na pro Se Kaznets /22/, 338, bara u odnosu na potrošna dobra (zbog cega je učešče investi-cija a društvenom proizvodu niže po cenama SAD) je u nižcg prosecncg ceni potrošnih dobara u Zapadnoj Evropi u odnosu na SAD /ibid/o Posmatrano u, vremenu,, gradjevinski objekti posta-ju relativno skupljij, a oprema relativno jeftinija«, Izgleda da je tehnološki progres a gradjevinarstva dosta sporiji ne-go u industrijio U zemljama gde ne postoji obilje radne sna-ge ovaj je efekat još pojačan njenom relativnom skupocom« Ova tendencija je na dugi rok mogace očekivati i a sada nera-zvijenim zemloama© Kod nas se tendencija bržeg porasta cena gradjevinskih objekata veoma jako ispoljila u poslednoim go~ dinama 0 Rastadi odnos indeksa cena gradjevinskih objeka-ta i indeksa cena opreme je izrazit u. pet posmatranili zema-Ija (Italija? Danska? Švedskaf SAD, Kanada) za period koji obuhvata skoro cela druga polovina XIXveka i prva polovinu ovog veka /25$ stro 41/© Postoje takodje indicije da su cene kapitalnih dobara rasle relativno brže (ili padale sporije) od cena potrošnih dobara9 uglavnom zbog pomenatog kretanja cena u gradjevinarstva9 tako da je ačešče investicija a druš-tvenom proizvoda a tekacim cenama veče od ačešca a stalnim cenama i da pokazaje veci porast ili manji pad od onog u stalnim cenama /ibidj, stro 14/« Ova je tendencija manje izra-zita^ rezaltati mogu biti delimično aslovljeni i nedostacima indeksa cena u gradjevinarstvue Videli smo da samo razlike u relativnim cenama kapitalnih I potrošnih dobara? odnosno opreme i gradjevin« skih objekata^ mogu proazrokovati osetne razlike u ekonom« skim indikatorima koje aporedjajemo za pojedine zemlje kao da predstavljadu. aporedive veličine* Mada je ovaj problem u me-djunarodnoj aporednoj analizi daleko veci nego kod odabira-nja baznog perioda za aporedjivanja različitih. vremenskih perioda unatar jedne zemljej ipak on nije glavna prepreka da bi vrednosti dobijene iz medjunarodnih komparacija (pogo-tova analize vremenskog proseka) mogle neposredno da poslaže za analizu i prcgiciranje proizvodnih koeficijenata u nekoj zemlji« DrugOj daleko veci nedostatak leži u tome što se zemlje razlikuju u, sociološkim, institacionalnim i prirod-nim prilikama koje takodje utiču na numeričku vrednost proiz-vodnih koeficijenata kao i na druge ekonomske veličine« S obzirom na ove činjenice izgleda da je svrsisiiodnije detalj-nije analizirati pre svega razvoj u pojedinim zemljama a vre-meniij tako da svaka sledeca etapa s3.edi iz prethodne kao logieni nastavak? odnosno da se mogu imati u vidu sve speci-fičnosti a početnim aslovima, intencijama i mogacnostimao U ovom radu smo pre svega zainteresovani za is-pitivanje kretanja i tendencija proizvodnili koeficijenata za Jagoslavijao Analiza proizvodnih koeficijenata za naše repub-like ima pored interesa za svaku pojedina repablika i jedna dodatna svrhao Naime? komparativna analiza proizvodnih koe» ficijenata za republike u periodu 1952~1962<» praža nam neke dodatne infonnaeije koje sa utoliko korisnije što sa dobije-ne a našim društ*venim? privrednim i prirodnim aslovimao Kao što je vec ranije rečenos, ne samo da se radi o uporedivim vrednostima draštvenog proizvoda i fiksnih fondova? odnosno investicioas, ved sa to varijacije u. proizvodnim koeficijen-tima gde se ipak jedan veoma znacajan deo faktora može sma-trati približno istim \i svim repablikamac Mada ostaje još mnogo faktora čiji se razliciti uticaji &® mogu. izolovatij sitaacija je ovde znatno povoljnija od one kod medjunarod« nih komparacija« Dok medjunarodne komparacioe korisno slaže kao informacije o nekim relativno jasnim tendencijama koje se ispoljavaju u toka privrednog razvoja^ ovaj je razvoj u sva-koj zemlji specifičan i njegova operativna kvantifikacija zavisi pre svega od detalone analize proteklog razdoblja? kao i konkretne situacije i intencija a datoj zemljie Stoga 6emo ovde inostrana iskustva tretirati pre svega sa kvali-tativne strane9 uporedjajači ih sa zapažanjima za Jagosla-vija« Njihov je zadatak a tome da nagoveste mogucnost kva« litativnih promena koje bi aticale na to da se ekstrapola-cija dosadašrgih relacija adekvatno dopuni a vezi sa tim kvalita tivnim promenama « 340, Teori.ia pra^a ekonomskoff razvoja Za opis na^izrazitioih karakteristika pcgedinili faza privrednog razvoja a vezi sa proizvodnim koeficiaentima poslužiče nam pokušaj generallzaeioe koju je Re Bicanic izneo kao teoriju praga ekonomskog razvoja /59 str« 287-297/«» BiSa-nid smatra da kapitalni koeficijent bolje obeležava ekonomski rast I njegove faze nego rast dohotka po stanovnika« On razli-kaje tri faze promena kapitalnog koeficioenta koje sa karak-teristicne za pojedine faze privrednog rasta© Prva faza stagnacije i sporog rasta odgovara fa™ zi niskog kapitalnog koeficijentao Ead i priroda predstavlja-ja glavne proizvodne faktore9 opremljenost rada kapitala je mala i kapitalni koeficijent nizak (preraa Bičanica izmedja 2 i 5)0 Produktivnost rada je takcdje niskaj, a supstitucija rada kapitalom spora ^bog neelasticnosti ponade kapitala i odnosa cena faktora proizvodnjeo Fiksni fondovi su relativno manji a odnosa na obrtna sredstva C^ vidu velikih zaliiia zbog osobenosti poloopri^red® i slabo organizovanog snabde-vanja i saobracaja) nego u razvioenim državama« Vek trajanja fiksnih fondova je takodje kratakoUčešce investicija a fik-sne fondove a društvenom proizvodu je malo? oprema skaplja nego u razvijenim zemlaama^^a gradnga gradjevinskili objeka-ta jeftiniga« Postoji potreba za ulaganoima u infrastrakturu sa velikom nedeljivošča fiksnih fondova, a raspršenost izvo-ra akumalacije ne odgovara tcg potrebi« Zbog nedovolone pove=» zanosti privrede u organizacionom i geografskom smislu posto-je slabe mogučnosti za iskorišdavanje ekonomije obima ili eksternih ekonomija« * Za detalje vidi pomenati rad« x* Vidi i rezultate istraživanga Se Kuznetsa /23, str0 55/, aoot Vo Bhatt navodi da ekstra troškovi avoza opreme u neraz-vioemm zemljama povisuja akapna cena za 15»40% iznad cene u zemlji gde je bila proizvedena /V. '¦ 34le Drugu fazu predstavlja prelaz preko praga eko«* nomskog razvooas kada treba izgraditi infrastrukturu zemljec Zbog izrazite nedeljlvosti fiksnih fondova u tim granama de= latnosti, investicije a fiksne fondove sa velike kako u odno-sa na društveni proizvod tako i u odnosu na postogece fiksne fondove«, Vek traoanja fiksnih fondova se povecava9 povecava se takodje odnos fiksnih fondova i obrtnih sredstava«, Kapi-talna intenzivnost tih grana povecava i prosečna opremlje-nost rada u. privredie Znatni aktivizacioni periodi i nizak stepen iskorišcavanja vec izgradjenili kapaciteta iiifrastrnk-ture još više smanjaj11 prolzvodni koeficijent fiksnih fondo-va nego što bi se moglo predvideti na osnovu odnosa godišnjeg kapaciteta i ukupnog kapaciteta tih fiksnih fondovae Ekono-mije obima i eksterne ekonomije su još avek male, a rezerve a kapacitetima velikeo Osnovna karakteristika te faze sa velike strak-tume promene a privredi, pogotova a straktari fiksnih fondo-va. Obično je udeo grana sa niskim proizvodnim koeficioentom visok, a i nova tehnologija je kapitalno intenzivnija od ra« nije (sapstitucije rada kapitalom anatar grana)f što tako-dje smanoaje proizvodni koeficijent« Zbog nedostatka akumulacioe investicije a ne-proizvodnoj delatnosti opadaja a odnosa na privredne investi« cije, tako da raste acešče privrednih. fiksnih fondova u akup~ nim fiksnim fondovima« Sa druge strane^ potreba za društve™ nom infrastraktarom i arbanizacija postavljaju granice ovom strukturnom efekta koji je obicno pozitlvano Treča faza, kada se proizvodni koeficijent istih fondova povecava9 Bičanid zove 3traktami polet« Strak-tura se sada menja u prilog grana sa višim proizvodnim koe~ ficijentomo Zbog porasta proizvodnje u drugim privrednim aktivnostima iskoriščavanje kapaciteta fiksnih fondova infra-strukture je znatno vece© Ekonomija obima i eksterna ekono-mija znatno doprinose bržem povecavanja proizvoda i proiz-vodnog koeficioenta© Prodaktivnost rada raste^ povezanost i organizacioa a privredi kao celini se poboljšavao Problemi nedeljivosti fiksnih fondova se lakše rešavaoa0 Tehnološki 342. progres je značajnioa polaga povecavanja proizvodnje od sup-stitucije rada kapitala^ mada materijalizacija novih izuma može biti i kapitalno intenzivna© Gore navedene opšte karakteristike pojedinih faza privrednog razvoja u odnosu na proizvodni koef icijent pred-stavljaju skup veoma plauzibilnih pretpostavki o osnovnim tendencijama promena a toka privrednog razvoja« Bmpiričkipodaci /59 str« 290-291/s koji bi trebalo da dokažu pravilnost pos-tavljene hipoteze 0 tri faze promena kapitalnog koeficijenta sa veoma oskadni« Naimej, veoma je teško dobiti adekvatne po-datke za dosta dugi vremenski period koji bi obahvatao sve tri faze© Pored toga9 i izneseni podaci su veoma nepoazdani, što se i moglo ošekivati 9 tako da ne bi mogli da posluže za potrebe planiranja«, Medoutim2 ako se uzme tx obzir da se zapravo radi 0 veoma široko definisanim tendencijama9 a da su i iznesene karakteristike zapravo rezultat posmatranga empiričkili kre-tanja9 onda se može reci da je nešto više od čiste ilustra-cije tih faza zapravo nepotrebnoo Svaka zemlja 6e imati spe-cifiSnosti a svom razvoja^ tako da ce kretanje proizvodnog . koeficijenta pored ostalog zavisiti i u velikoj meri od eko-nomske politike a toku, razvcga© Ovaj aspekat je Bičanic ilustrovao sa razlikama u brzini promene kapitalnog koeficioenta a privredi koja se razvija stihijskij privredi sa odredjenom politikom i plan-skoj privredi /59 str« 295ra296/o U ekonomiji koja se sporo 1 stihijski razvija i kapitalni koeficijent se sporo menja« Krivulja je prilično spljoštena« Ukoliko se vodi politika ekonomskog razvojas, krivalja se brže aspinje i zadržava više u pljosnatom vrha«, U planskog privredi je krivulja veoma oštra8 ona pokazuje nagli aspon i obrt /ibid/o Naravno svaka od tih. krivalja implicitno podrazumeva posve odredjene pret-postavke 0 brzini struktumih. promena privrede i 0 stopi aku- 3e Vedina empirlčkih podataka je azeta Iz rada Colina Clarka /9/« Kapital se odnosi na neto vrednost fiksnih fondovaf podaci su oskadni i sa nizom nedostataka za ranioe periode /ibid. stre 568^569/« Graf (b) P 2000 1800 1600 1400 1200- 1000 800- 600- 400 200 0 343 Gmf(a) K F J- 100 200 300 400 500 ( 4500, 1800 200 400 600 800 1000 1200 1400 1600 1800 2000 2200 2400 2600 2800 3000 3200 344O mulacijej, sektorskim kapitalnim koef icijentima itd« i rgihov konkretni odnos ce biti rezultat tih. elemenata« Ono što se u ovom grafikonu ne može videti je di-namika privrednog rastaf tj« brzina porasta fiksnih. fondova i društvenog proizvoda« Ukoliko a tom pogledu ne bi bilo raz-lika izmedju planske i stihijske privrede^ najniža krivulja na grafikona (a) izgledala bi najbojgao Medjutim, razlika izmedju ta dva tipa privrede je najveca baš u tome što plan-ska privreda za krace vreme postiže viši nivo doiiotka^ tj« da je rast privrede bržie Ukoliko'srednja krivalja iz grafi-kona (a) prikažemo na u ovom radu upotrebljavani način (na osnova podataka iz shematskog prikaza /5» str* 288/), vidimo odredoenije šta ona pretpostavlja i a odnosa na intervalni proizvodni koef Icijento Oni sa \x drugoj fazi niski a a tre-6oj fazi na početka veoma visokio čak ako je dat grafikon (b)? koji daje vec bolji avid a posmatrane odncse? dok se ne specificira vremenska komponenta pojedinili tačaka ni sto-pa rasta proizvoda ni odgovarajuca potrebna stopa akumulaci-je nije poznatao Ako pogledamo odgovarajuci grafikon za Jugoslavi-ja za period 1920-1959«!) razlika u dinamici rasta je lako uo5ljiva0 U predratnom perioda su razlike izmedja godišnjih. vrednosti kako fiksnih fondova tako i proizvoda male9 dok su posle rata izrazito vece a da se intervalni proizvodni koeficijent nije značajno menjao« U daljem toka izlaganja cemo posvetiti više pažrge odnosa dinamike privrednog rasta. i proizvodnih. koeficijenata kogi je veoma Yažan sa stanoviš-ta ekonomske politike« Teorija praga ekonomskog razvoja je plaazibilna jer se oslanja na veoma široko definisane empiričke karakte-ristike pogedinili faza kroz koje prolazi neka privreda u toku privrednog razvojao U prvoj fazi oe tehnologija izrazi-to radno intenzivna9 pa je proizvodni koeficijent fiksnih fondova visok5 jer je kod ovakve tehnologije potrebno rela-tivno malo fiksnih fondovao Transformacija privrede zalite-va a dragoj fazi izgradnja infrastrakture^ zbog niskih vred~ nosti proizvodnih koeficljenata a večini tih. grana se može očekivati negativan efekat straktarne komponente na globalni 345* proizvodni koeficijent, ukoliko je ta transformacija veoma brzao U suprotnom pravca deluje povecanje učešca proizvodnih fiksnih f ondova u. akapnim fiksnim f ondovimae I treča faza naglašava uglavnom struktanie faktore kao važnu determinantu promena proizvodnih koeficijenata« Pored toga^ ekonomije obi-ma eksterne ekonomije i tehnički progres deluju na početka trece faze verovatno snažno i na povecanje nekih sektorskih proizvodnih koeficioenata0 Medjutim, dok uopštavanje karakteristika pojedi-nih faza privrednog razvoja pozitivno uti&e na opšti karak™ ter hipoteze o povezanosti promena proizvodnog koeficijenta sa fazama privrednog razvoja, sa oedne strane, ovo negativno atiče na operativnost hipoteze u smisla izvodjenja kvantita-tivniii predvidjanja budacih promena, sa druge straneo Karak-ter privrednih kretanja i strukturnih promena ge specifičan u svakoj zemlji, tako da poznavanje nekih opštih tendencija treba agraditi u. konkretne aslove i adekvatno modifikovati« Isto takos za srednjeročno predvidjanje i planira-nje ni^e važna samo sekalarna tendencija promena proizvodnog koeficijenta jer se tendencije u pojedinim potperiodima mogu znatno razlikovati* Stoga je pretpostavljena opšta tendenci-ja opadanja proizvodnog koeficijenta u trecoj fazi za opera-tivne svrlie saviše aopštenao Naime, kretanje proizvodnih ko= eficijenata ne zavisi samo od nekih čisto ekonomskiti faktora^ kao što su karakteristike pojedinili faza privrednog razvoja, ved i od niza drugih faktora, Tako smo videli da se posle II svetskog rata globalni proizvodni koeficijent smanjuje u Velikoj Britaniji (1949-1960, vidi prilog) i Kanadi (1946-1955» vidi odeljak o Kanadi a priloga) koje Bičanic svrstava u. treča fazu /5? str« 289/o Pogotova u Kanadi je opadanje veoma osetno^ apr« kos tome što je indeks struktarne komponente visok (vidi tabela K~9 & prilogu), što je inače karakteristicno za ovu faza« A jedna dekada je svakako vec period koji se a plani-ranja i ekonomskoj politici ne može tretirati kao kratkoroč-no odstupanoe, pogotovu kada se ima u vidu da se takva ten-dencija može i dalje ocekivatio Ovako široko definisane tendencijes kao što je 346 o teorija praga privrednog razvooa* su očito suviše uopštene da bi imale i neposredni operativni znacajo Mada sa plauzi-bilne baš zbog toga što su relativno ocigledne? za potrebe ekonomske politike i planiranja neophodne sa detalonije kvan-titativne studije i izucavanje pojedinih dinamičkitL karakte-ristika privrednog razvoja© Tehnički proffres Uloga tehničkog progresa u privrednom razvcgu. je oeito veoma važna jer tehnički progres predstavlja osnova materijalnog napretka društva« Ovo je podračje 30Š relativno malo istraživano a ekonomskcg literaturi9 mada je akcenat na tom aspektu u poslednjim godinama sve jsSi« Ipak5 ni defini-cije tehnickog napretka nisa ajednačenee Najčešce apotreblfjavana definicija telmiČkog napretka jeste ona gde se tehnički napredak definiše kao re-zidualna stavka9 tj« onaj porast prolzvoda koji se ne može obraziožiti dragim faktorimaG Drugim recima? rezidualna stav-ka predstavlja ono što se ne može objasniti povecanjem kvanti-teta proizvodnih faktora? pa se definiše kao porast njihovog kvalitetae Ovako široko definisanje tehnički progres očito daleko premašaje čisti efekat promena kvaliteta a tehnološ-kom smisla0 S tim u vezi ,ie aveden pojam opredmecenog i neop« redmecenog (embodied ana disembodied) tehničkog progresa ko-ji je posebno interesantan za izučavanje važnosti uloge os-novnih sredstava u privrednom razvoju« Naime^ opredmeceni teiuiički napredak je ono poboljšanoe kvaliteta apotrebne vred-nosti odnosno racionalniji način proizvodnje9 koji se mogu ostvariti samo ako se promena materioalizira kroz novi oblik, odnosno drugacije fizičke karakteristike osnovnih sredstava ili dragih proizvoda« Ukoliko se radi o osnovnim sredstvima, nije dovoljno samo poznavati bolje telmološke mogacnosti no-vih proeesa proizvodrge9 vec je potrebno najpre ovo znanje materijalizovati a oblika novih, osnovnih sredstava« Neopredmeceni telmički progres jeste zapravo teh-nički progres a širem smisla« Tu se pre svega radi o boljoj 547. organizacigi iskoriščavanja istih faktora proizvodnoef kako na mikro nivou tako i u. okviru. privrede kao celine« Ovde ala-zi i iskorišcavarge ekonomlja obimaj, eksterne ekonomije? kao i efikasnost organizacije društva kao celine«, Oba tipa teh-ničkog napretka sa očito tesno povezana,, ipak je njihovo raz-likovanje veoma važno sa stanovišta ekonomske politike« Uko-liko se želi da se iskoriste mogucnosti opredmecenog tehnič-kog napretkas nužne su investicije a fiksne fondove« Prema tome9 fiksni fondovi predstavljaja aslov sine qaa non napret-ka draštva o. toku privrednog razvoja« 1% tog razloga je i brzina transformacije nerazvi-jene privrede a razvigena dugotraona i zahteva mnogo napora« Naime, ne postoje sredstva bilo u vidu finansijskili sredstava bilo u vidu. realnih faktora koja bi mogla brzo a takvom obi-mu opredmetiti postooece tehnološko znarge da bi nerazvijene zemlje postigle nivo razvioenih«, U perioda transformacioe, a fazi gradnje infrastruktare opredmeceni telmicki napredak ima tendencija da smanjuje proizvodni koeficijent a odnosu na ranije radno intenzivnije metode proizvodnjee Pored togaf a tom perioda je i neopredmeceni tebnicki napredak obično ma-li jer l©ša organizacija obično prati ovu. početna faza« Me-djatim, gedan od noegovih aspekata, planska organizacija pri-vrede \x celini može bitno da doprinese lakšem savladjivargu poteškoca i delimično ili a celini kompenzira efekat lošije organizacije na mikro nivouo Ipak ne bi trebalo shvatlti da je tehnički napre« dak pre svega zamena rada kapitalomo Mada je to dugorocna te-ndencida inherentna Ijadskom draštvas velik deo tehničkog napretka takodje smanjaje potrebe za fiksnim fondovima po jedinici proizvoda i na taj nacin delaje na smanjenje proiz-vodnih koeficioenata fiksnih fondovao Grabo uzevši9 mogli bismo reci da neopredmeceni tehnicki napredak povečava proiz-vodne koef icijente, dok opredmeceni telinički napredak može da utiče na proizvodne koeficijente bilo u pravcu povečarga bilo u pravcu smanjenja« ac Čak se uzima velicina i dinamika bruto investicija kao indikator brzine uvodjenja teliničkog progresa u privreda« 348 a Mada Je predvidoange baducih. tehnološkJLb. promena jedno od veoma važnih pitanja za predvidjanje kretanja proiz-vodnih koeficijenata9 naše znanje je na tom području veoma oskudnoe Eo Domar smatra /12, stro 117/ da o tehničkom pro-gresu znamo još toliko malo da izgleda najbolje da za sada ostavi problem zavisnosti proizvodnog koeficijenta od stope tehnološkog progresa otvorenim i sačeka dalje rezaltate rada na tom podruSjcu Rezaltati stadija Abramo^&zaj, Kendricka i Solowa navode da se velik deo porasta dohotka po stanovniku u SAD može pripisati tehničkom progresa« Bez obzira na neke primedbe Domar smatra da su ti rezaltati dovolgni da se zapi-tamo da li bi nerazvijene zemlje trebalo manje da brinu o investicidama i više o tehničkom progresao Medjutim9 niti Je poznato u kojoj meri sa nove investicije predstavljale instra-ment za avodjenje tehničkog progresa niti koliko sa bili nje-govi troškovi« Naimej u tim studijama tehnički progres poja-vljuje se kao nešto što doprinosi proizvodas ali nije uklju,-čen medja atroške (inpat) /26, str« 539/o Za mnoge zemlje5 za koje se mogu naci podaci ko« ji omogučuja barem neku grubu. ocenu tendencija? karakteristic-no je u prvcg polovini ovog veka da je globalni proizvodni koeficijenat ili približno konstantan ili pokazaje tendenci-ju povedavanja9 mada je ova tendencija ponekad prekidana periodima opadanja proizvodnog koeficijentao Ranije smo videli da Je proizvodni koeficijent za Jugoslavija u periodu 1920-1959o pokazivao značajan porasto Proizvodni koeficijent za SAD9 koji pada od 1880« godine do. početka dvadesetih godina ovog veka$ pokazuje kasnije znača-jan porast /21/9 /33/o Slicna tendencija je karakteristicna i za industriga i rudarstvo u. celini9 kao i za velika veclnu grana anatar tih. sektora /10/0 Prema podacima So Kuznetsa fa-za opadanja ukapnog proizvodnog koeficijenta je nešto produ- * Veliki deo ovih podataka se ne odnosi na proizvodne koefi-cijente na bazi društvenog proizvoda i nove 'vrednosti fik-snih fondovae Ipak pretpostavljamo da i neto proizvodni koeficijenti (odnosno neke druge razlike) ne izopace sli-ku toliko da bi ova opšta tendencija bila drugačija« 349 c žena zbog krize u, tridesetim godinama (vidi /12, str* 101-102/)» U Kanadi globalni proizvodni koeficijent posle pada za vreme krize brzo raste kao posledica oporavljasga privrede i rata do 1944O? a kasnije stagnira odnosno blago opada /18,stpe454/e U SSSR-u je porast proizvodnog koef icijenta izmedju 1928O i 1949« godo takodje veoma izrazit /30, str« 53/« Neto proizvodni koeficijent za Veliku Britanija takodje raste u periodu 1924-1938 /1, str« 90 i 129/. Slicnu tendencigu pokazuju a perlodu. 1925-1955« neto proizvodni ko-eficijenti za ^rgentinu9 Brazilj, Čile, Kolumbija? Meksiko kao i za Latinska Amerika u. celini? sa vecom ili manjom in-tenzivnošca /15» stro 225/o Tendencija porasta se može zapa-ziti i a slačaja Jažnoafričke Unioe? mada kvantitativno nije znatna /14, str0 3o6/o Ova je tendencija karakteristiSna I. za Aastralija za period 1903-1947 /16, str<> 359/© U Norveš-koj je povečavanje proizvodnog koeficijenta poSelo sredinom dvadesetih godina, ali nije izrazito /2? stro 116/o U istom vremenu je rasla takodje prodoktivnost rada kao i njegova opremljenosto Porast opremljenosti rada bi uz nepromenjenu produktivnost rada morao smanoivati proiz-vodni koeficijent fiksnih fondova<> Medjatimf ovaj se ili pove-dava ili je približno konstantan u tom perioda, a produktiv-nost rada istovremeno rastee Ovo je jasan indikator poboljša-nja efikasnosti privrede u celini, jer proizvodnja raste po jedinici fiksnih fondova kao i rada9 pa prema tome i po jedi-nici utroška ovih faktora zajedno« Drugim rečima, kvalitet upotrebljenih resursa i nivo organizacije se nedvosmisleno povečavaoj tj« na ovako kretarge je svakako jako uticao teh-nicki progres u, širem smislu reci« Uz date resurse društva tebnicki progres po defi-niciji u svakom slučaou, ceteris paribus, povecava proizvodni koeficijent fiksnih fondova, tj0 u odnosa na istu situacija a da taj progres ne postoji«, Medjatini, što se tiče proizvod-nog koeficijenta fiksnih fondova, on se zbog supstitucije ra-da kapitala može i smanjivati a da je proizvodnja po jedini-ci relevantnih faktora proizvodnoe ipak poraslao Naime, pro-izvodni koeficijent zavisi kako od povečanja efikasnosti 350. privrede u celini tako i od supstitucije faktora proizvodnje Ova konstatacija^ medjatim^ ne bi trebalo da znaci da je po-rast ili smanjenje proizvodnog koeficijenta merilo da li je inovacija kapitalno ili radno intenzivnao Empirlcka kreta-n~ja proizvodnih koeficijenata zavise i od niza drugih fakto«-ra, tako da ne mogu da služe za ovu, svrhu« Ovde se ne možeino upuštati a ispitivarge uslova i motiva iznalaženja novina i uvodjerga tehničkog progresa9 niti u komplikovarLi nacin rasudjivanja o rgegovim troškovima i koristima« Može se samo konstatovati da je tehnički prog-res izvanredno važan faktor koji utiče na velicina i kreta-nje proizvodnih koeficijenata« Kao osnova intenzivnog načina privredjivanja predstavlja nezamenljivu poluga privrednog razvoja i napretka aopšte. Sa stanovišta ekonomske politike, kao i sa stanovišta analize proizvodnih koeficijenata, važna je podela na opredmečeni i neopredmeceni telinički napredak, mada je a praksi njihove efekte veoma teško razdvajati© Što se tice proizvodnih funkcija, bilo kako da definišemo faktore^ avek je potrebno odrediti šta je kvanti-tet a šta kvalitet nekog faktora proizvodnoe« Ukoliko speci-ficiramo sve faktore odnosno uslove proizvodrge, proizvod ce biti jednoznačno odredjen. Med.jutim, ovakva taatologija nema baš mnogo smisla, pogotova za makro agregate^ da ne govorimo o tome da li je nešto tako uopšte mogu.ce« Stoga se u ekonom-skoj analizi uvek nadjemo pred dilemom koje faktore da izabe« remo kao najrelevantnioe (a da ih uz to možemo i što bolje kontrolisati) i kako da definišemo njihov kvantitete Uticaj ostalih faktora odnosno promene tlh faktora koje nisa defi-nisane kao promene u kvantitetu ce se ispoljiti kao promena kvaliteta odabranih faktora proizvodnje« X W. Fellner naglašava da treba za svrhu, definisanja karakte-ra inovacija poči od pretpostavke da sa resarsl dati za pri-vreda a celini? tj. da oe data i opremljenost rada0 Efekat inovacija na proizvodni koeficioent (ili na prodnktivnost rada) ne pokazaje njihov karakter u. smislu da li one štede rad ili kapital, vec njihov akupni intenzitet odnosno kvan™ titet /13? str0 6o/» Jedino ukoliko odred,iene inovacije sma-nje kapacitet privrede što se tiče absorcije rada ili kapi-tala, tada se karakter štednje nekog, j-^^u^ a stvari druk-čije odrazi na odnos kapitala i rad i verovatno i drakclje na proizvodni koeficijent /ibid, stro 61/« 551o Pošto je ispitivange efekata i problema tehniS-kog progresa tek u početnoj fazi9 moglo bi se redi da su po-teškode koje kvalitatirae promene stvaraju u, ekonomskoj ana-lizi sredom nekako u proporcioi sa noihovim pozitivnim ef ek-tom na efikasnost privrede«, Ilij, kako se kaže? tehnički pro-gres (kada se upotrebljava u. smislu rezidualnog faktora pro-izvodnje) predstavlja mera našeg neznanjae Dok se to stanje ne popravi9 nadagmo se da 6e biti i dalje velik** Stope rasta f iksnih f ondova Dinamika privrednog rasta ima veoma znača^an aticaj na kretanje i velicina proizvodnili koeficioenatae Uko° liko bi proizvodni koeficijent bio invarijantan a odnosa na brzihu privrednog razvoja gedina bi prepreka porastu proiz-vodnje bila mogačnost da se obezbede sredstva za investicije« Drugim re6ima9 stopa porasta proizvodnoe bila bi proporcio-nalna stopi učešda investicija u draštvenom proizvoda« Odnos= no, što bi manje vrednovall sadašnju potrošnja u odnosu na bududu, to bi porast proizvodnje bio veči jer bi se veci deo proizvoda investirao« Isto tako9 ako azmemo a obzir struktaru i pret-postavimo invarioantnost sektorskih proizvodnih koeficioena« ta, stvari se a saštini ne bi izmenile0 Uz ostale date uslo-ve, privreda koja bi više investirala brže bi došla do nekog odredjenog nivoa proizvodnje« Razvoj bi9 dakle9 zavisio od raspoloživih sredstava za investicijeo Očito je da bi ovakav model bio sve drago nego realističano Uprkos tome s\x9 izgle-da? baš ovakav model napadali oni koji ističu da je uloga kapitala u privrednom razvoja precenjena odnosno našli za shodno da poriču da je kapital oedino usko grlo nerazTijenih zemaljao Pored faktora koji delaja na povecanje efikasnosti cele privrede kao što su. institacionalni i neki tehnološki fak-tori, obrazovanje9 zdravstvo i sl3 deluju. i faktori koji direktno utiča na tebnologija u pojedinim granama proiz-vodnje? tako da se ispoljava različit tehnički napredak u različitim granama proizvodnje (ridi i Jo Kendrick /20, stro 177-18?/) 352, Kako proizvodni koeficijent ne predstavlja uzroč« na vezu izmedju proizvoda i fiksnih fondova^ rgegova veliČina zavisi i od kvantiteta i kvaliteta ostalih proizvodnih fakto-ra u. širem smisla reči«, Prema tome9 ukoliko bi svi komplemen-tarni proizvodni faktori rasli isto tako brzo kao fiksni fon-dovi, onda bi se moglo očekivati da efikasnost upotrebe fik-snih. fondova neče opadati kod brzog rasta fiksnih fondova* barem što se tiče ponadeo Medjutimg a stvarnosti postoje gra-nice realnili mogucnosti privrede da sav taj porast fiksnih fondova efikasno apsorbuje© Postoji neka granica posle koje dalji porast investicija u odredjenom perioda daje opadajuče prinose« Naime^ ne samo da če se pojaviti tiska grla i nedosta-tak komplementarnih faktora več Teoma brz porast zahteva i kvalitetnigu organizacioa privredej, jer je takva privreda veoma osetljiva na razne poremecaje9x Jedno od prvih uskih grla če kod suviše brze transformacije privrede nastati u samog investicionoj delat« nosti^ pre svega a gradjevinarstva^ što obicno rezaltira a povedanju aktivizacionih periodao 0yo smanjaje proizvodni ko-eficijenat na bazi fiksnih fondova na lieu. mesta i predstav-Ija manja efikasnost proizvodnje investicionitL dobara kao rezultat suviše širokog fronta investiranja a odredjenom pe-rioda« Pored toga^ povecana stopa rasta fiksnih fondova več sama po sebi povedava adeo investicija u toku u fiksnim fon« dovima na licu mesta9 što takodje smanjaje proizvodni koefi« cioento Takodje9 i efikasnost več aktiviranih objekata može biti niža od normalne odnosno ocekivane jer je sve te-že obezbediti komplementarne faktore^ pogotova kvalitetna radnu snagu«, Fiksni fondovi sa ta, ali oe teško obezbediti efikasno iskorišdavanoe kapaciteta© Straktumi problemi se a prenapregnu-toj privredi sve teže rešavaju* Jedna od veoma značajnih. prepreka postaje i mogucnost proširenja spoljne * Ova pitanja sa nešto detalonige razradjena a odeljka o industriji Jugoslavijej, jer su, ove tendencioe u posmatra-nom periodu u tom sektoru, naoizrazitije© 353. trgovine pod istim uslovima razmeneg ovaj aspekat naglašava M* Kalecki /34/o Organizacija priTredej, kako na mikro tako i na makro nivotij, je sve komplikovanija« Sumarni izraz ovih. problema je niži stepen iskorišcavanja kapaciteta9 što zajed-no sa efektima u investicionoj delatnosti smanguje proizvodne Mada su, mogaci i pozitivni i negativni efekti uključivanoa novih objekata u postojeca privrednu strukturu, što zavisi od konkretne situacije? očito 30 da ce se ovakav prelaz ili razlike u brzini rasta fiksnih fondova daleko ja-5e odraziti na intervalne proizvodne koeficijente nego na prosecne, odnosno jace na sektorske nego na globalni proizvod° ni koeficijento Uticaj dinamike rasta f iksnih f ondova na inter-valni proizvodni koeficijent ispitivan je za Jugoslaviju za period 1952=°X962O Prosečni elasticitet proizvodnje a odnosa na fiksne fondove za posmatrani period je negativno koreli-ran sa prosečnom stopom rasta f iksnih fondova po republikama za privredu. kao i u slučaju da se uzma u, obzir ukupni fiksni fondovio Pošto se izazev Grne Gore prosečni proizvodni koefi-cijenti za pojedine republike malo razlikajaj, ista relacija važi za ukapne i globalne intervalne proizvodne koeficlQentee Odnosno, kada smo period podelili na potperiode 1952-1958« i 1958-19625 negativna korelacija izmedju globalnog interval-nog proizvodnog koefieijenta i prosečne stope rasta fiksnih fondova je takodje izrazita, kako izmedja repablika tako i unutar repablika za oba potperiodao Ova je tendencija dosta izrazitija u sektora industrije jer sa ta prosečne stope rasta fiksnih fondova a ovom periodu brze industrijalizaeioe daleko vede nego u pri-vredio Takodjej, razlika u stopama rasta fiksnih fondova kako izmedja repablika tako 1 izmedju. oba potperioda sa veče^ tako da je i podračje posmatranja ve&eo Negativna korelacija izme-dju intervalnih proizvodnih koeficijenata i prosecne stope rasta fiksnih fondova $e veoma izrazita9 kako izmedou repub-lika tako i izmedja oba potperioda unutar repablikee Prosečna stopa rasta fiksniti fondova u industriji je u, prvom potperio« du osetno veda« a intervalni prolzvodni koeficijenti nižio 354< U drugom potperiodu je kod niže stope porasta fiksnili fondova osetno opao udeo investicija u toka a fiksnim fondovima na li-cu mesta a indastriji9 što je jedan od faktora koji ge aticao na povečange proizvodnog koeficijenta a tom periodao Videli smo da je proizvodna funkcija na bazi fiksnih fondova a industpiji ukazala na značajnu autokorela-ciju. odstupanja9 tjo da se intervalni proizvodni koeficijent za period 1952=1962» ne može smatrati konstantnim9 vec da je u dragom potperioda veci nego u prvoiiu Veoma visoka stopa ra-sta fiksnih fondova sa posledicama kao što su dugacki aktivi-zacioni periodi i nizak stepen iskorišcavanja kapaciteta sva-kako predstavljaju plaazibilno obrazloženje takvih kretanja, mada bi za adekvatna ocena tog perioda našeg razvoja bilo po-trebno daleko šire i detaljnije ispitivanje© Veoma je važno uociti razlika izmedju visoke sfco-pe rasta fiksnih fondova i visoke stope rasta investicija u ovom razmatranjuo Dok visoka stopa rasta fiksnih fondova zna-Si visok nivo investicione aktivnosti u odnosu na postojece fiksne fondove^ što az dati proizvodni koeficijent znaci i sličan efekat na stopu ačešca investicija u. društvenom proiz-voda9 visoka stopa rasta investicija znači samo brzo poveča-nje prirasta fiksnih f ondova<> TJ prvom slucaju se vidi da je prirast proizvodnog aparata privrede relativno velik i prema tome apsolutno znatan9 tako da se postavlja pitanje apsorpci-one sposobnosti privreded Visoka stopa povecanja investicioa može ali ne mora značiti da sa nivo investicione aktivnosti odnosno problem uvodjenja novih kapaciteta znatni a odnosa na potencijalne sposobnosti privrede«* Odnosno5 niska stopa rasta investicija ne znači nažno da nioe takav slučaj« x Stope rasta investicija mogu biti velike a da u stvari ni-vo investicione aktivnosti nije saviše velike Naimet inves° ticige sa veoma varijabilnej, tako da visoka stopa rasta posle ranijeg pada a stvari ne znače nivo investicione ak~ , tivnosti koji bi bio van proporcija sa apsorpcionim kapa-citetom privredeo Ilif stagnacida investicija ili čak nji-hovo opadanje još ne znaci da je nivo investicione aktiv-nosti nizak9 fiksni fondovi ce i dalje rasti sve dok zame-na nede biti veca od investicijao 355- Lep primer da se stopa rasta f iksnih fondova i stopa rasta investicija ne mogu apotrebljavati kao supstitut jedna drugoj jeste baš razvoj indastrije u Jugoslaviji u tom periodu« Prema višesektorskom modelu u 30<3j:lom ranijem radu (vidi VII glavu) prosečna stopa rasta fiksnih fondova u indu-striji opada od 1952O godine do 1958O godine (139l%-693%)9 kasnige opet raste? ali oe u dragom potperioda niža nego u. prvom (698%-8j,7%)o Medjatimj, investicige a fiksne fondove a indastrioi a prvom dela perioda opadaja čak i u, apsolatnom iznosu^ tako da je visoka stopa rasta novih investicija od 1958o godine dalje (192,2%-16%) a velikom kontrastu sa nega« tivnom stopom porasta investicioa u prvom potperioda ((-4%) - C-6,W6))o Viši intervalni proizvodni koeficijent sada koincidira sa visokom stopom rasta investicija9 a niži sa ne-gativnom stopom rasta investicioa© Iz ovakvog posmatranja bi se onda veoma lako mogao izvesti zakljačak da bi se daljnim ubrzanjem investicija povečavao i intervalni proizvodni koe-ficijent odnosno da absorpeioni kapacitet ne predstavlja ne~ ku realnu granieu kada je brziaE porasta f iksnih f ondova po-trebno platiti smanjenjem intervalnog proizvodnog koefici-jentao Razlog da s@ visoka stopa rasta fiksnih fondova nije a nekim republikama odrazila i na prosecne proizvodne koeficijente treba verovatno tražiti u, tome da su prosečni proizvodni koeficijenti u. indastriji a 1952« godini ved bili niski verovatno baš zbog toga što je bio i nivo investieione aktivnosti pre 1952« godine Yeoma visok9 što se može pretpo-staviti i po veoma visokom učešca investicija a toku u fik-snim fondovima© Tako kod nas uprkos visokim stopama rasta fiksnih fondova u industriji sektorski prosecni proizvodni koeficijenti nisu u tom periodu opalie Izrael u pedesetim godinama predstavlja primer izvanredno brze privredne ekspanzijee Fiksni fondovi u priv-redi sa rasli po prosečnoj stopi rasta od 14$*Y%>$ a proizvod po stopi od lOj>8%c Interesantno je da je prosečna stopa ra~ sta fiksnili f ondova a sva cetiri sektora veča od 12%« ali 556 o je zaostaoanje prosečne stope rasta proizvoda za porastom fiksnih f ondova najvede a indastrijig gde proizvodni koefici-jent opada godišnje po stopi od 9*7%« Globalni proizvodni ko-eficijent je opadao po prosecnoo stopi od 3 »2% jer je negati-vna intrasektorska komponenta delimično kompenzirana pozitiv-nom intrasektorskom kompomentonu Dakle9 uprkos vanredno visokog priliva radne sna-ge i širokih mogučnosti rcvoza i finansiranja9 tje uslova koji su daleko povoljiiiDi u. odnosa na jednu prosečnu zemlju a raz-» voju., izraelska privreda nije bila u. stan^a da u, toku iste dekade absorbuge toliko povedanje fiksnih fondova pod povolj-nijim istodobnim intervalnim proizvodnim koeficijentom« Po~ rast fiksnih fondova je bio toliko brz da je uticao i na sma-njenje istodobnog prosečnog globalnog proizvodnog koeficioen-ta«, Ograničenost mogučnosti absorpcije se najdrastičnije po-kazala a sektoru, indastrio© gde je raskorak izmedju proseČne stope rasta f iksnih f ondova od 165,2% i stope rasta društve-nog proizvoda od 5% vanredno velik« Postojanje absorpcionog kapaciteta ne bi treba-lo da znači da je nadsvrsishodnija privredna politika niska stopa povečanja fiksnih. fondova© Brzo povecavanoe fiksnih fon-dova zna6i9 sa druge strane9 više modernijih fiksnlli fondova, tako da se bržim avodjenjem opredmecenog tehničkog progresa povecava efikasnost privrede i tako odlaže odnosno smanjuje negativne posledice tog brzog porasta© Pored togaf baš zbog aktivizacionih perioda sa negativni efekti na proizvodni ko~ eficijent vedi u istom periodu, nego na dugi rok« Brzi privred-ni razvcg takodje omogucava bržu transformaciju privrede ka visoko prodoktivnoj privredig što je sigorno jedan od cilje-va draštva« Tako smo videli a slačaja naše zemlje da je abr=-zanje rasta fiksnih fondova a posieratnom perioda značajno povečalo prosecni proizvodni koeficijentj da intervalni pro-izvodni koeficioent nije opao a odnosa na predratni uprkos brzini transformacide privredne strukture, a da oe prosečna stopa rasta proizvoda skoro udvostručena (vidi odeljak o dugoročnim karakteristikama kretanja privrede i proizvodnih koeficijenata u Jugoslaviji)« Ipak treba imati u, vidu da pro- 357 • sečna stopa rasta fiksnih fondova nije bila ni posle rata u Jugoslaviji u celini vanredno visokas ved je pravilnije redi da je bila pre rata suviše niska« Mož© se zakljuciti da politika brzog privrednog razvoja donosi niz prednosti, ali da je mogudnost privrede da efikasno absorbuje velik porast fiksnih fondova ograniče- /2j TLr gj T) pt Y\ *7 "1 *1 Q na« Može se redi da je posle nekog odredjenog intenzi"teta / fiksnih. fondova intervalni proizvodni koefieijent negativno koreliran sa prosecnom stopom rasta fiksnili fondovae Ovaj je efekat aočen kod nas pre svega a indastriji^ a razvoj a Izra-elu a pedesetim godinama je zbog vanredno visokih. stopa rasta fiksnih fondova naročito ilustrativano U vezi s tim Je potrebno naglasiti da brzi pri-vredni razvoj ne znači samo porast a kvantiteta več i u kva-liteta8 tako da postavlja velike zahteve pred organizaciju privredne i draštvene delatnosti* Bto ^azvoj proizvodnog apa-rata društva otvara široke mogadnostig ali zahteva velik na-por i efikasnost da bi se one iskoristile« Od umešnosti u organizaciji privrede de pored objektivnih faktora zavisiti koliko daleko se može idi a eksploataciji tih mogu.cnosti a da negativni efekti velike investicione aktivnosti ne buda suviše veliki« Stopa rasta draštveno^ proizvoda Dok porast f iksnih f ondova predstavl^a tek po-> tencijalnu mogacnost povedanja proizvodnjej visoka stopa rasta društvenog proizvoda ukazuje na ved realizovane mogad-nostio Stoga visoka stopa rasta društvenog proizvoda u prin-cipu deluje u pravca povišenja intervalnog proizvodnog koefi-cioenta za odredjeni tempo razvoja fiksnih. fondova« Ovo se može pogotovu lepo videti kod godišnjih varijacija interval-nih proizvodnih koeficidenata© Kako oe godišnja vrednost in<-tervalnog proizvodnog koeficijenta jednaka produktu količni- ac Tako prosečna stopa rasta privrednih f iksnih f ondova za pe-riod 1952-1962O nije viša nego u. Kanadi, a da ne pominoemo Izrael«, TakodQe9 i stopa porasta fiksnih fondova a SSSR-u /309 stro 9/ je višae 358« ka stope rasta društvenog proizvoda i stope rasta fiksnih fondova sa prosečnim proizvodnim koeficijentom a godišnje stope rasta f iksnih fondova i prosečni proizvodni koeficijent su dosta stabilni a odnosu na varijaeije proiz-vodnje9 godišnje varijacige intervalnog proizvodnog koefici-jenta 6e uglavnom slediti promene a stopi rasta proizvodnje« Dakle9 što se tiče godišnjili varijacija inter-valnog proizvodnog koeficijenta može se očekivati da če u godinama kada poraste stopa rasta proizvodnje porasti i in« tervalni proizvodni koeficijent i obmutOo Sa Teoma retkim izazecima u pojedinim godinama ove ocekivane kratkoročne va= rijacioe u istom pravca mogu se zapaziti a privredi svih naših repablikae* Godišnje varijacije prosečnog proizvodnog koefi-cidenta su dosta umerenije baš zbog toga što stopa rasta proizvoda i interralnl proizvodni koeficijent variraju. a is-tom pravcu© Naime9 prosečna stopa rasta fiksnih fondova se sporo menoaj, a stopa rasta proizvoda i intervalni proizvodni koeficioent variraja u istom pravca^ tako da je krajni efe-kat promene relativno malie Drugim recima^ relativne promene intervalnog proizvodnog koeficijenta su daleko vede zbog toga što su. ob@ komponente koli5nika indeksa priraštaja proizvodnje i indek-sa priraštaja fiksnih f ondova veoma varijabilne a odnosa na indeks porasta proizvodnje ili fiksnih fondova« Medjatim9 akoliko se ne radi o praveu promene godišnjih. vrednosti intewalnih proizvodnib. koeficijenata ved o veličini intervalnog proizvodnog koeficijenta koja je reprezentativna za jedan dnži period9 odnos sa stopom rasta društvenog proizvoda nije više tako jednostavan«, Izmedja dva ac Slican je zakljacak He Leibensteina za desetak raznih ze= malja« Ubrzanje ili usporavanje stope rasta proizvoda za godišnje vrednosti je praceno povecanjem odnosno smanje-njem godišnjih. vrednosti intervalnog proizvodnog koefici^ jenta /25/« 359* takva perioda u jedncg zemlji ili izmedgu. različitih zemalja mogu biti i osetne razlike u, relativnom porastu fiksnih fon-dova ili u početnoj veličini prosečnog proizvodnog koefici-jentao Ukoliko je to slacajg onda se ne može a priori redi čiji 6e biti aticaj jačig mada se može reči da visoka stopa rasta društvenog proizvoda inacSe utiče u praTcu povedanja proizvodnih koefieijenata* Empirijske vrednosti zavise od medjasobnog odno™ sa dinamike društvenog proizvoda i fiksnih fondova* Ipak^ \i slačaja dinamike društvenog proizvoda slika nije toliko jas« na kao što je to bilo u slačaja odnosa intervalnih proizvod-nili koef icijenata I dinamike fiksnih fondova« Ako s© najpre osvmemo na sektor indastrije kod nas a perioda 1952-19629 gde su zabeležene najviše stope porasta kako fiksnih fondova tako i društvenog proizvoda^ odnosi su mange izrazitiji i pre ukazuju na negativnu nego na pozitivnu korelaciju, prosečnih stopa rasta društvenog proizvoda i intervalnog proizvodnog koeficijenta© Naime9 manje razvijene republike pokazaju višu dinamika porasta draštvenog proizvoda a indastriji nego razri-jenije repablike9 ali su razlike u stopama rasta fiksnih. fon-dova još dosta osetnije a korist manje razvijenih repablika« Iako je relativni porast draštvenog proizvoda industrije u manoe razvijenim repablikama veci9 to je postignuto az niže intervalne proizvodne koeficijenteo Problem absorpcionog ka~ paciteta Je svakako postojao9 tako da se može smatrati da je dobro da su se tako visoke stope rasta industri^jske proizvod-nje a manje razvijenim republikama mogle postidi bez smanoe-n^a prosečnih proizvodnih koeficijenata a industrioi« Što se tiče privrede a celini9 razlike izmedja republika a dinamici rasta društvenog proizvoda su veoma male tako da se neka korelaeija izmedju tih stopa i globalnih in~ tervalnih koeficioenata nije mogla ispoljitie Razlike \x in« tervalnim proizvodnim koeficijentima izmedja republika poti-ča iz razlika a stopama rasta fiksnih fondova« Takodje2 oko dva puta viša stopa rasta društve-nog proizvoda a posleratnom perioda u odnosu na predratni nije značajno povedala vrednost intervalnog proizvodnog ko-eficijenta jer se u sličnoj srazmeri ubrzao i porast fiksnih. 360. fondova© Ubrzan je privredni rast i postignat visok nivo porasta proizvoda I fiksnili fondovaj, ali se njihov odnos nije značajno promenio© Izrael predstavlja primer sa izvanredno visokim. stopama rasta proizvoda8 ali sa ©setnim ©padangem prosečnog proizvodnog koeficljenta u globalUg kao i u, ^ecini sektora^ što znači da je intervalni proizvodni koeficijenat bio niži od prosečnog« Postignut je veoma velik skok u razvoju ali su, tako visoke stope rasta pla6ene ooš višim stopama porasta fiksnih fondovao Absorpcioni kapacitet privrede se pokazao kao veoma realan f enomen«, Medoutimj, podaci za dvadeset evropskih zemalja i Kanadu i SAD za pedesete godine pokazujia p@zit±raa korela-ciju. izmedju stope rasta draštvenog proizvoda i intervalnog proizvodnog koeficioenta /31» gl© II9 stro 17/« Interval sto-pa rasta društvenog proizvoda za pojedine zemlje (7vW° za Zapadna Nemačka i 193% za Irska predstavljaju, gornja odnosno donjvi granica intervala) pokazaje da se ovde radi o nižim proseSnim stopama porasta proizvodnje nego u ranioim slucaje-vimao Mada 3® uporedjivanje numeričkili vrednosti za razlicite zemlje iz ranije navedenih razloga diskutabilno i manje poazdano9 izgleda da veoma niske stope porasta društve-nog proizvoda obicno koincidiraju sa niskim intervalnim pro-izvodnim koeficioentom (vidi i /24/ i /259 str« 17^24/)« Ovo se može i a priori ocekivatl kao dosta verovatno jer ako je porast proizvodnj© spor9 teško se može očekiTati da 6e biti proizvodni efekti veliki a odnosu na aložena sredst^va jer su, nove investicije prakti^no sTugde pozitivne«, Isto takOg visoke stope rasta draštf©nog proiz« voda ved same po sebi govore o tome da se radi o privredi ili o sektoru koji aspeva da organizira brz porast proizvodrge^ što obižno zna6i da se bolje koriste 1 aloženl fiksni fondovi* iskorišdavaja ekonomije obima itd« Medjatimj izgleda da se za veoma visoke stope rasta društvenog proizvoda intervalni proiz-vodni koeficioent počinje opet smanjiTatig mada sporije nego kada se ide u pravcu niskih stopa rasta proizvoda« Naime? veoma visoke stope rasta proizvoda sa u ovde posmatranim slačaoevi- 361« ma povezane sa visokim stopama rasta fiksnih, fondova9 a empi-rijske vrednosti intenralnih proizY©dnih koeficioenata zavise od medjusobnog odnosa dinamike društvenog proizvoda i fiksnih fondova© Izgleda da u tom domena dinamike privrednog razvoja prenapregnatost i aska grla u privredi i njezinoo organizaci-ji dovode do opadanja intervalnili proizvodnih koef icijenata© Stopa ačešča investicija a draštvenom proizvoda Stopa ucešda investicija u društvenom proizvoda jeste takodje jedan indikator ^eličine investicione aktivnos-ti u nekoj zemloi« Hanije smo posmatrali investicije \x odnosu na postooede fiksne fondove^ sada ih posmatramo a odnosa na društveni proizvod privredeo Prvi indikator naglašava aspekat relativnog povedanja proizvodnog aparata draštva što se tiče fiksnih fondova9 dok drugi naglašava relatiTna veličinu ala-ganja u f iksne f ondove za budace potrebe draštva u odnosu na proizvodne mogučnosti društva9 tj« aspekat alokacije društve-nog proizvodao Povedanje ili smanjenje nivoa investicione aktiv-nosti če povedati odnosno smanjiti oba indikatora u odnosa na raniju vrednoste Dakle9 pravae promene ge a oba sličaja isti« Medjutimj numericka vrednost stope ačešda investicija u druš-tvenom proizvoda je veda od relativnog porasta f iksnih. f ondo-va srazmemo veličini prosečnog kapitalnog koef icijenta« Zbog toga odnos izmedju intervalnih proizvodnih koeficioenata i stopa učešca inTesticiga a društvenom proizvodu ne6e biti isti kao u slačaja stope porasta fiksnih fondova« Uz dati interval-ni proizvodni koeficijentg razlike izmedju ore dve relacije zaviside i od vrednosti proseSnih. proizvodnih. koeficij@2iata« Ukolik© je pros©čni proizvodni koefieijent kon« stantan odnosno ako je on j©cbia^ za različite zemlje onda ce odnosi stopa učešda novih investicija a draštvenom proizvodu, aproksimirati odnose na bazi relatiTnih porasta fiksnih fon-dova (ako su konzistentno definisani)© Inače^ kod iste stope učešda de biti relativni porast flksnili fondova vedi a sla-čaja višeg prosecnog proizvodnog koeficijentao Tada de raz-lika a stopama acešca iirvesticija u društveaaom proizvoda pot-cenjivati razliku u relativnoj ^elicini investicione aktiv- 362 . nosti a smislu povedanga proizvodnog aparata draštva za pcge-dine zemlje ili periode* Dakle9 a nekoj zemlji može biti sto-pa učešda još dosta niska8 ali ako je prosečni proizvodni ko-eficijent visok onda može biti relativni porast fiksnih fon~ dova ved velik i problem absorpcije tog povedanga vec akutan, i obmuto« Dakle9 pogotovu a medjunarodnim uporedoivanjima gde moga razlike u prosečnim proizvodnim koeficioentima biti velike i gde samo odnos investicija i društvenog proizvoda (obicno još u neuporedivim cenama) teško da može sugerisati specificnosti a odnosa na absorpciona sposobnost privrede^ ne bi se moglo reči da je relacija - stopa ačešca investicija u društvenom proizvodu i intervalni proizvodni koeficijent poželgna i pouzdana supstitucioa odnosa - relativni porast fiksnih. fondova i Intervalni proizvodni koeficijente Smatra-mo da ovaj drugi odnos bolje indicira zavisnost intervalnog proizvodnog koeficijenta od absorpcionog kapaciteta privrede odnosno pojedinili oblasttu Dok taj odnos više naglašava objektivne poteško-6e efikasnog absorbovanoa velikog obima investicija» stopa učešda investicija a draštvenom proizvodu kao indikator odla-ke o alokaciji društvenog proizvoda na potrošnju i investici-je stavlja nešto ja5i akcenat na sab^ektivne i psihološke fa-ktore koji takodje deluju, a pravca smanoenja intervalnih pro-izvodnih koeficijenata /3/j, /3V» Medjutim2 i sa te strane stopa učešda investicija a draštvenom proizvoda numerički ne mora adekvatno da odražava konflikt izmedja potrošnje i inve-sticijaj, kao što ne mora adekvatno da odrazi relativni nivo investicione aktivnosti a odnosa na mogučnosti privrede« Na-ime9 ukoliko se osetan deo investicija finansira iz inostra-ne pomodi odnosno deficita platnog bllansa, a što je često slučaj pogotova a prvim fazama razvoja^ onda stopa učešda in-vesticija «1 društvenom proizvodu preuveličava konflikt izme-dja p©tr©šnje i investicija^ ger sa raspoloživa sredstva veda ac Odnosno^ učešce investicija u fiksne fondove u draštvenom proizvoda tag konflikt poteenouje9 sa druge strane, jer ne obuhvata investicije a obrtna sredstva,, 365- od društvenog proizvoda« Isti je slačaj bio sa mange razvij©« nim republikama u. toku našeg razToja« Globalni intervalni proizvodni koeficijenti za naše repablike a perioda 1952-1962« pokazugu negativnu kore~ laciju sa stopom učešča novUi investicija u, društvenom proiz-vodu republike9 slično onoj u odnosa na stopu rasta fiksnila fondova* Naime9 stopa ucešča investicija u društvenom proiz-voda je u manje razvijenim repablikama veča nego u, razvije-nimo Daleko največa je vrednost a Cmoj Gori gde nove investi= cije a ukapne fiksne fondove predstavljaja 5^»^7% društvenog proizvoda (vidi tabela V~6 n priloga)«, U ovim slučaoevima sto-pa rasta fiksnih fondova i stopa ucešda investicija a draštve-nom proizvoda daja slične reaaltate, ger su prosecni proizvod-ni koeficijenti za republike9 izazeT Crne Gorej, veoma sličnia Medjutimj porast učešča investicija u, fiksne fo-ndove u društvenom proizvoda za posleratni period za oko 4o% a odnosu na vrednost za predratni period ne samo da nije sma-njio ved je i nešto povecao inter^alni proizvodni koeficijent kod nas«, Ranije smo videli da j@ akceleracija rasta fiksnih. fondova bila Telika^ ali da njihova stopa rasta nije bila baš mnogo visoka© Pomenata studija UN za 20 ©Tropskili zemalja i Kanadu i SAD pokazuje slabo, pozitivna korelacija izmedja stopa ucešca a draštvenom proizvoda i intervalnog proizvod-nog koeficioenta® Ovo se interpretira tako da visok nivo in-vesticione aktivnosti znaci modemije fiksne fondove i da je tako efikasnost rada kao i kapitala veda /31» gl« II? str«,20/< Ako izracunamo Kendallov k©eLiei;jent korelacije iz tih poda-taka, korelacija stope ucešca i intervalnog proizvodnog koe-ficijenta nije zna5aonae Medjatim9 ako ne azmemo u razmatrange pet zema-Ija (SiDj Danska8 BelgiQU.8 Velika Brltaniga i Irsku) koje imaju najniže stope porasta društvenog proizvoda \xz niske stope u5eš6a9 dobijamo značaona negatirau korelacija izmedju stope učešda investicija u, draštvenom proizvodu, i interval-nog proizvodnog koeficijentao Dakle9 sada se i ovde ispolja-va tendencija da su više stope nčešda povezane sa nižim in~ 564, tervalnim proizvodnim koef icioentimao Prema tome^ okoliko unesemo ova pr©mena9 podaci za ovaj niz zemaloa za podesete godine ispoljavajUj, sa jedne strane9 tendencija negatiirne korelacije izmedju, stopa učešca investicija a društvenom proizvoda i intervalnih proizvodnih ta©fi©i5@&ata za pojedine zemljej za zemlje sa prosečnom sto» pom rasta preko 3g>5% godišnoe« Odnosno^ za ostale zemlje nago-veštavaja da je možda baš niska stopa učešda investiclja ge-dan od azroka da imaja niže stope rasta i niske globalne in-tea^alne proizvodne koeficioente* Dakle^ opšta tendencija je sli5na onoj a odnosu, na relatiTan porast fiksnih fondova -stiviŠe visok ni^o Investicione aktiimosti smanjaje vrednost intervalnog proizvodnog koeficijentao Sa druge strane ispo-Ijena oe i pozitivna korelacija izmedja stopa rasta društve-nog proizvoda i intervalnih proizvodnih koeficijsnatao Mada je teško išta odredjenioe reči bez poznava-nja strokturaih karakteristika razvoja u tim zemljama, a i ostali problemi inherentni medgunarodnim komparacidama upadu« qu na rezervisanost^ ova razmatranoa nagoveštavaju. da je spor privredni razvoj veoma neefikasan - niske stope porasta pro« izvoda su obicno povezane sa niskim stopama učešca investici-ja u f iksne f ondove u draštvenom proizvoda i niskim interval« nim proizvodnim koeficijentom« Medjutim^ saviše veliko forsi-ranje da se investicijama postiže visoka stopa rasta proizvo-da opet smanjaje intervalne proizvodne koeficijente0 Zbog to-ga je od velike važnosti da tehniSki progres i dobra organi-zacija privrede omoguce da se odnosi - Tisoka stopa učešca investicija u društvenom proizvodu sa visokom stopom rasta dpttštvenog oroizvod a i visoklm interralnim proizvodnim koef i« cijentom - odpžavaju na što višem nivou0* x Npr* So Kaznets ističe da za razvoj SSSR \x poredjenja sa desetak razvijenih zemalja nije svcgstvena niti visoka sto-pa ušešca investicija u draštvenom proizvodu niti niska vrednost interralnog kapitalnog koefioijenta9 vec to da $e toliko velika investiciona aktivnost bila sprovedena bez porasta kapitalnog koeficijenta do neekonomicno visokili vrednosti /249 stro 357/o 365 ¦ Citirana literatara /1/ SeAo AbbaSj, Capital R©q orements for the Development of Soath and Spath-East Asia^ JeBe Woltersa Gponl- /2/ Oo Aukrastg Jo Bjerke^ "Real Gapital in Norway 1900-1956? in The Measarement of National Wealtha Income & Wealth5 SerieF VIII, Bowes & Bowes9 tondon9 1959» /3/ A« Bajtg "Maksimalizacija potrošnje kao sredstvo optima-lizacije stope investicija i prdvrednog rasta^j, u. Metodološki problemi privrednog rasta i privred-nog; planirant|aft Ekonomski seminar VB JIEIfl Be-ograd^ 196$o /4/ V.V# Bhatt^ "Capital Intensitj of Indastries'% Balletln of the Qxford UniYersity Institate of Sta-bis-feicsž 2/1956 /5/ R« Bičanids "Kapitalni koeficijent^ tehnički napredak i teorija praga ekonomskog rawo3af% Ekonomski pre^led 5/1961o /6/ Me Bronog Interdependenoeo Reso^iLrse Use and Stractoral Chaage in Israel« Speciial ^tudies 2^ Bank of Isra@l5 Jerasalem9 1962© /7/ Capital« Oatput and Employment 194-8-1960,, A Programme for Growths Deparbment or Applied Economics^ University of Cambridge Champan & Hall9 London9 1964o /8/ Capital Stru.otare of the Japanesg Econp!iay9 Sangjo Kei-kaka Kaigi Pablicationj, Series' So* 2^ Council ©f Indastrj Plaming5 Tokjo9 1958 o /9/ Oo Clark^ The Conditions of Economic Progressa Macmillan9 Lond'6n9 19S6« /lo/ Do Creamer9 So Dobrovolsky9 I« Borenstein, Capital in Manafactar_ing and Min^in^« NBER^ Princeton Uni-ˇersity~Press, Princeton9 I96Oe /11/ E«D0 Domarj Essays in the jpieo^_pf Economic Growthft Orford tJniVersitj ffess,"New tork9 1957e /12/ EoBe Domar^ "The Capital-Oatpat Ratl@s in the United Statesg Its Tariation and Stabilitytff in Latz9 Hague9 edo The Theorj of Capital^ MacMillan^ London9 196^7 366. /13/ Wo Fellner^ "Appraisal of the LabouivSaving and Capital-Saving Character of Innovatlons*\ in LutZj, Hague, edo The The ory of Oapita 1« MacMillan9 London, 1963« /14/ De Franzsen9 JeJe Willers5 "Capital Accamulation and Eeonomie Growth in Soath Afriea'% in The Measa-rement of National Wealth0 Income & W©altE7 Se-ries VIII, Bowes 8c B'owes9 Londong, 1959« /15/ A« Ganz^ "Problems and Us©s of National Wealth Estimates in Latin imerica1^ ln The Measarement of Natio-nal WealtLu Income & ^ealth,, Series VIII« Bowes & Bowesj, Londonj, 1959« /16/ J*M0 Garlandj, ROWO Goldsmith^ rtThe National Wealth of ¦Australia'% in The Measarement of National Wg^ alth« Series Vltls Bowes & Bowes9 Londorij, 1959« /17/ A»0* Hirsc3amanj The Strate^pr of Economi© Deyelopment, Yale Universitj Press, New Haven, 1958e /18/ Wmo Co Hoodfl A Scott^ Oatpat^ Laboar and Capital in the Canadian Econojny« Royal Ooimaission on Ganada"g feeonomic frospects, 1957o /19/ L* Joliansen9 "Darability of Gapital and Rate of Growth of National Prodact"5 International Economic Re~ yiewffl Vol« 28 No« 3? September 1961O /20/ Je Kendrick^ ProdactiTitj Trends in the USA,, NBER$ Prin-ceton University Pressj, Princeton9 1961O /21/ LoR© Klein9 R®Fd Kosobad^, "Some Eeonometrics of Growths Great Ratios of Eoonomics'% Qaarterly Joarnal of Economicso Vol* IXXVs, May» l9Sio /22/ Se Kuznets^ "Qaantitative ispe©ts of the Economic Growth of Nations, V<> Gapital Formation Proportionss Intemational Gomparisone for Recent Yearsn9 Economi© Development and Galtaral Cliai^e^ Jul^, 1^60 . /23/ S, KaznetSj "Quanti-feative Aspects of the Economic Growth of Nationsg VIe Long-Term Trends in Gapital Fo« rmation Proportions'\ Economic Development and Galtaral Ghan^e«, Jaly T96lo " /24/ So Kaznets^ "i Gomparative ippraisalf% in Bergson, Kaz- netSj, ed« Economie Trends in the Societ Union« • Harvard University Press Cambridge^ 1963« 367 * /25/ Ho Leibenstein9 "Incremental Capltal-Output Ratios and Growth Rates in the Shost Run% Review of Eoonomics and Statistics« 1/1966«, /26/ Lutz, Hague9 edo The Theory of Capital« Mac Millan, London? 1963» /27/ PoCo MahalanobiSg HUse of Capital Output Ratios in Planning in Developing Countriesf% Internati-onal Statistical Institate, 35th Session^ Beograd, 1965« /28/ Ko MarkSj Kapital I* Kaltara? Beograd^ 19^7^ izdanje dirilicom0 /29/ Mo Peoovičg R» Niketid^ Prira5nik za investitore % Savre- mena administracija^ Beograd9 1960« /3o/ BoM« Smehov? Planirovani.je kapitalnih vloženin« Gospla« nizdat^ Moskva, 1961« /31/ Some Factors in EconcmiG Growth in Earope during the 1950s (Ecoiiomic Sarvey of Earope in 1961 o Part 2)9 United Nations9 Genevaf 1964O /32/ Struktnraa efikasnost aloženih sredstava^i produktivnost "~ rada a indastri^i u. 1959<> i 196QO g;odini, Do-kumentaciono-analiticki materioali 49 Savezni zavod za privredno planiranje^ Beograd9 1962O /33/ J0E0 La Tourette, "Potential Oatpat and th.e Capital - Oatpat Ratio in th© United States Private Basiness Sector9 19O9ra1959i Kyklos« Vol«, XVIII, 2/1965• /34/ V0 Tri5kovič9 "Stope rasta a socijalistiSkog ekonomiji i njene determinante - ©svrt na predaTanje profo Mo Kaleckogr% Ekonomist, 3-4/1962« /35/ Uzroci i karakteristike priTrednib. kretanna u 1^61C i "~ 1962o godinig Dokumentaciono-analitički mate-ri$aii' 71 Šavezni zavod za privredno planira-noe9 Beograd9 1962d 368. Glava VII MODEL PRIVREDNOG RiZVOJi JUGOSLA- I P R 0 I ! J E N A T A' VIJE NA BAZI PROIZVODNIH KOEPICI Ekonomski modeli su metodološki instrument ekonom-ske analize pomocu kojeg se definiše pojednostavljena slika privrede odnosno pojedinih medjazavisnostio Ovde čemo kon-straisati jedan globalni i jedan višesektorski model privred-nog razvoja koji seba&tana proizvodnim koeficijentima fik-snih fondova«, Dosada smo ispitivali samo proizvodnu fun-kciju na bazi fiksnih fondova; da bi se 5ak i a najoednostav-nijem obliku moglo prikazati kretanje posmatranih varijabli u toku privrednog razvoja potrebno je definisati mehanizam dinamike fiksnih fondovao Zbog toga oe potrebno da model na bazi proizvodnih. koeficijenata fiksnih fondova obahvata tri varijable: fiksne fondove9 proizvod i investicije kao pri- kao moder rasta^ fiksnih fondova© Prema tome8ovaj model za prva aprok- simaciju badaceg razvoja odnosno izucavanje nekili najvažni-jih karakteristika privrede obutrvata kako agregatnu proiz-vodna f ankciou^^^tako i namensku raspodela društvenog pro-izvoda, tjo uprkos jednostavnosti specifikacioe model sadrži pored tehnološko^organizacioniii karakteristika privrede i elemente odlačivanoa0 Prednost modela kao metoda ekonomske analize je ta da, pružaoadi kvantitativne ocene pojedinili struktarnih parametara9 istovremeno azima a obzir povszanost Ovo poglavlje se uglavnom bazira na ranijim radovima za-jedno sa Bo Nikolicem /6/ i /7A Pošto se podaci upot-rebljavani a ovim radovima I u ostalim delovima ovog ra= da nešto razlikuju i numeričke vrednosti rezultata nisu posve istovetne mada te razlike ne moga uticati na osno-vne zaključke« Za drage formalacije modela na bazi proizvodnih odnosno kapitalnih koeficije^ata vidi E* Domar /l/9 POC9 Maha-lanobis /5/^ Be Horvat /2/f /3/e yrr Za daljti podelu varijabli a odnosa na ulogu. a modelu vi-di odeljak o višesektorskom modelao inmr Za diskasiju, nekih alternativnih specifikacija proiz« vodne funkcije vidi pomenuti raniji rad /6f str« 1-3/© 569. i medjuzavisnost relevantnih varijabli* te tako obezbedjuje konzistentnost unatar celog zahvacenog sistema« Teoretsko konstraisanje matematickog ekonomskog mo-dela obolivata, pored odredjivanja njegov© ekonomske sadržine, i utvrdjivanje njegovog matematičkog oblikao Utvrdjivanje ekonomske sadržine modela sastojji se a izbora relevantnih ekonomskih veličina koje ce a njema imati ulogu endogenih promenljivih. veličina9 a utvr&jivanje matematičkog oblika mo-dela sastoji se a izbora odgovarajuceg sistema jednačina« Osnovna relacija u modelu je proizvodna funkcija na bazi fiksnih fondova P(t) = a K(t-l) + b (1) Pošto je ona u dovoljnoj meri obradjena na drugim mestima u ovom rada ovde nečemo detaljnije razmatrati tu problematikcu Kao što je vec receno9 proizvodnja a odredjenod godini se stavlja a odnos sa fiksnim fondovima na licu mesta na pocet-ka godine (= fiksnim fondovima na kraja prethodne godine) da bi se podvukao eksplikativni karakter varijable fiksnih fon-dova sa ekonomskog stanovištaj, odnosno da bi ona u ekonomet-rijskom modela bila predeterminirana Tarijabla« Tako jedna-čina (1) predstavlja istovremeno jednacina redacirane forme modela i parametri se moga samostalno ocenitio Investicije sa definisane kao priraštaj fiksnih f ondova definicionom jednacinom modela K(t) = K(t-l) + I(t) (2) U našem slačaja se radi o novim investicioama kao prirašta-ja nove vrednosti fiksnih fondova a jednačini (l)e Problemi koji se pojavloaoa a vezi sa investicijama a toka diskatova-ni su a III glavi«, Zamena je odredjena egzogeno9 što ne sme-ta a analitičkom modela ako je poznata vrednost novih inve-sticija ali to dovodi do nešto promenjene specifikacije in-strumentalne varigable«, Naime9 da bi krag bio zatvoren i tok privrednog razvoja odredjen, potrebno je još odrediti nacin na koji se atvrdjaje veličina investicija© Uzima se da investicije za-vise od draštvenog proizvoda odnosno odlake o njegovoj na- .370, menskoo podeli«, Tako cemo ovaj odnosj, odnosno odluku, speci-ficirati kao I(t) = c P(t) + d O) Instrumentalna promenljiva veličina u ovom modelu je u saštini koeficijent učešca novih investicija u društve-nom proizvodu^ s tim. da mu se ovde daje nešto modificirana ekonomska interpretacija0 Naime^ tag koeficijent treba da odražava odluka o vellcinl novlh investicija, tjo priraštaja fiksnih fondova kao faktora proizvodrge čije je formiranjej s druge strane, ipak \i zavisnosti od realnih mogacnosti druš-tva koje ovde predstavlja veličina ostvarenog društvenog pro~ izvoda o Svrha modela je da izrazi proizvodne mogudnosti a zavisnosti od koeficijenta učešca* kao instrumentalne promen-ljive veličine, i proizvodne funkcioej, kao ©fcgektivno date zavisnosti; dok se problem efektivne tražnjej, koji je glavna preokupacija nekih kejnezijanskih modela razvcga2 ovde izos-tavlja* Naime^ uzima se u obzir da jedna socijalistička zemlja sa planskl asmeravanom privredom avek ima mogacnosti da promenom \i strakturi raspodele i potrošnje obezbedi efek» tivna tražnju za ost^areni draštveni proizvod^ a da njeno pr-vo i najozbiljnije ogranicenje predstavljaja proizvodne sna-geo Saštinska razlika u različitom naglašavanja ova dva aspek-ta povezana je sa činjenicom da institucionalni okviri 11 so-cijalistickoj zemlji omogacavaja fleksibilnost za rešavanje problema efektivne tražnoe^ dok nemaju direktan aticaj na telmološke relacije kao važan faktor Droizvodnih snagac Potrebno je istaci još neke saštinske razlike u in-terpretaciji koeficijenta ačešca investicioa a društvenom proizvodu kao egzogene instrumentalne promenljive -veličine u planskim. i neplanskim privredama© U ovim poslednoim koefici-jent ačešča je instrument bilo za pracerges bilo za progno-ziranje privrednog ponašanja (bihevioristicki pristap); dok on a planskim privredama9 gledano unazad za protekli period, predstavlja ispoljeno ponašanje, koje ukloucaje odstapanje od njegove planirane i instrumentima privrednog sistema regu- 37io lisane velicine, a gledano unapred za planski period, on ne~ ma samo karakter realne prognoze ved predstavlga i svesnu. odluku društva9 koje regulativno obezbedjuje njegovo ostva-renje, Polazeči od pretpostavke da je ova odlaka zavisna od realnili moguenosti, instrumentalna promenljiva veličina učeš-6a izražena je linearnom relacioom izmedju novih investiclja i draštvenog proizvodaj, tja oednacinom (3)o Globalni model, specificiran pomočaove tri jedna-cine, predstavlja dtnamicki model jer ge uz date parametre i poSetne uslove krag kaazalnosti zatvoren i obezbedjuje kon~ tinairani rast u vremenai fiksni fondovi i ostali faktori proizvodnje obezbedjuju prema proizvodnoj funkciji odredje-ni proizvod; odvadanjem jednog dela društvenog proizvoda za investicije se povecava veličina fiksnih fondova koja u sle-decem periodu daje veči proizvod itde Zbog tili dinamičkih karakteristika modela je mogude izvesti i kretanje svih endo-genih vari^abli modela u vremenuo Rešeni oblik matematičkog modela a P(t) = PCoKl+ao)* + | [ (1+ac)* - 1 1 K(t) = KCOCl+ao)* + ^-~~ f (1+ao)* - 1 1 (4) l(t) = KOCl+ac)* pokazaje zavisnost vrednosti endogenili varijabli P(t)9 K(t) i I(t) od parametara proizvodne funkcije I instrumentalne re-lacije kao i od vremena t i pocetnih velicina tih. varijabli P(0), K(0) i 1(0) o Ovaj matematički model omogudava azimanje a obzir opadajačeg^ konstantnog ili rastadeg prosečnog proizvodnog koeficioenta fiksnih fondova a komblnaciji sa opadajučim9 konstantnim ili rastudim učeščem novih investicija a draštve-nom proizvodao Pokazalo se da se avodjenoem relativno jednos-tavnih promena u relacijama modeli rasta na bazi proizvodnih koeficioenata Harrod-Domar-Malialanobisovog tipa mogu napra-viti fleksibilnijim^ i dakle realističnijimo x Ovo važi i za raniju verzija /6/ koja je radjena pomoča diferencijalnih jednačina« Diferencne jednačine sa se poka-zale još dosta fleksibilnijim i stoga svrsishodni3im za potrebe ekonomskih. modelao 372. Interesantno je primetiti da se u ovom modelu. sto-pe rasta pojedinih endogenili varijabli razlikuju kao i da se one, osim kod investicija, menjaja u vremenu. tj. monotono opa-daju ili monotono rastcu Parametri a i c se mogu. uzeti kao po° zitivni, dok su parametri b i d pozitivni ukoliko prosečni proizvodni koeficijent, odnosno uČešce novih investicija a društvenom proizvoda opada, i negativni u. saprotnom slučajiu Dok je stopa rasta investicija konstantna (ac), stopa rasta društvenog proizvoda je veca od nje akoliko je § > 0 i opa-da (manja za — < 0 i raste), a stopa rasta fiksnih. fondova je veča od stope rasta investicioa ukoliko je .. pozi- tivno i opada (manja za -^—r—¦ < 0, tada raste)« U svim ac slucajevima je asimptotska stopa rasta jednaka ac« Ukoliko opada ačešče novih investicija u društvenom proizvodu, onda stopa rasta društvenog proizvoda opadae Medoutim, ukoliko $e bc negativno i po apsolutnog vrednosti ve6e od d, prosečna stopa rasta fiksnJLh. fondova raste i u ovom slučaja« Kako vidimo, vrednost kao i stopa rasta investici-ja zavise samo od intervalnog proizvodnog koeficijenta i in-tervalne stope ucešča investicija a draštvenom proizvodu, dok vrednost i stopa raata društvenog proizvoda zavise od intervalnog proizvodnog koeficijenta i oba paramet^a instra-mentalne relacije, a vrednost i stopa rasta fiksnih fondova zavise od sva četiri parametra© Naravno9 pored toga one za-vise i od vremena i pošetnih aslova (osim stope rasta inve-sticija)« (j Primena ovako konstruisanog matematičkog modela, razume se, zaliteva da se.sve njegove pretpostavke - zakoni-tosti, uslovi i zahtevi - provere, verifikaju i opravdaja na konkretnim empiričkim podacimao To znači da aplikativna upot-reba konstraisanog matematičkog modela zahteva prethodno kpnstraisanoe odgovarajadeg ekonometrijskog modela sa zado-voljavajačim stepenom prilagodjenosti i pouzdanostio Analitički ekonometriSki model treba da obezbedi ocenu svih parametara matematičkog modela« Ukoliko definiše-mo ekonometrioski model kao P(t) = a K(t-l) + b + u(t) rc-^ K(t) = K(t-l) + I(t) ^J I(t) = c P(t) + d + v(t) 373 . gde su a(t) i v(t) stohasticke Tarijable koje zadovoljavaju. uslove klasičnog linearnog regresionog modela^ onda se prva jednačina može oceniti po metodi najmanjih kvadrata (jer je ujedno jednacina reducirane forme modela)? dok se moga kon-zistentne ocene parametara trede jednačine dobiti pomodu. me-toda najmanjih kvadrata a dve etapeo U ocenoivanja stepena prilagodjenosti ekonometrij-skog modela empirickim podacima treba razlikovati prilago-djenost pooedinih straktarnih relacija (u našem sluSaju pro-izvodne funkcioe i instrumentalne relacije) i prilagodjenost rešenog oblika modela (4)e U analitičkom modelu u, prvom slu-čaju kao regresori nastapagu stvarne vrednosti nezavisne va-= rijable^ dok prema rešenom obliku modela i vrednosti nezavi-snih varijabli bivaja same odredjene drogim varijablama« Zbog toga i pocetni aslovi P(0) i 1(0) a sistema (4) ne predstav-ljajn empiricke vrednosti za taj period ve6 ocenoene vred-nosti prema sistemu (5)o Rešenja koja daje rešeni oblik ma-tematiČkog modela (4) kada se odrede numeričke vrednosti pa-rametaraj predstavlgaju dakle privredni razvoj kakav je pretpostavljen specifikacijom modela i numeričkim vrednosti-ma parametarao Uporedgivanjem razvcga koji simalira model i empiricklh veličina dobija se elemente za ocenu stepena ob-jašnjavanja koji praža model kao celina^ dok je potrebno stepen prilagodoenosti pojedinih straktarnih relacija ispi-tivati posebno0 U pomenutom rada /6/ sa ocenjeni ekonometrigski modell za "ukupno" i privreda za period 195>2~X96O« Medjutim, u planskim projekcijama izračunavanje i izbor varijanti pro» jekcija nije izvršeno pomoča proste modelske ekstrapolacije endogenih varijabll na bazi proteklog perioda, ve6 sa na osnovu toga konstraisana dva odgovarajuca planska modela« x Problemi ocenjivanja parametara sistema simaltanili jedna« čina sa obradjeni na primer u Jo Johnston /4/e Ovde para-metre globalnog modela nečemo posebno ocenjivati jer sa oni obuhvaceni \i višesektorskom modela a sledečem odeloku« 374. Pored opšteg matematičkog oblika za planske projekcije su zadržani i parametri proizvodnih. funkcija31 iz posmatranog periodao Tek a planskim modelima dobiju instrumentalne vari-Jable kao varijable odlučivarga svoo pravi ex ante karakter<> U zakloačcima tog rada se ističe da bi se dalje poboljšarge modela moglo tražiti u dezagregiranju globalnog modela kao i u strukturnoj analizio Uocena značajnost razli-ka u sektorskim proizvodnim koeficijentima nagoveštava da bi višesektorski proizvodno kapitalni model mogao imati znatno bolje analitičke osobineo Stoga je zajedno sa Do Nikolicem konstraisan višesektorski proizvodno-kapitalni model koji je poslažio za jednu straktarnu analiza privrednog razvoja Jagoslavije a perioda 1952-1962 /7/e Težište analize je a utvrdjivanju kvantitativnih dinamičkih i struktoniili odnosa i zakonomernosti a razvoja zahvačenog privrednog kompleksa u posmatranoia proteklom periodtu Poseban akcenat a analizi je dat ispitivanou i utvrdjivanju stepena homogenosti raz-vojnog perioda kao i odgovara311603 periodizacijju Višesektorski model Višesektorski model na bazi proizvodnih koefici-jenata definisan je a sledečem diferencno nerešenom obliku; AP(t) = a AK(t) AK(t) s I(t), I(t) = C P(t) + d, ; p(t) - L pi<*)' K(t) = 2 K.(t) (I) i=l l i(t) = i \ AK (t) B I (t), ________ . X + gi x Argumentacioa je za ovaj specifični slačag data ranije /6, str. 78/ dok je opšti slucaj diskatovan u VIII glavi u odeljku 0 primeni proizvodnih koeficijenata u planiranjao 375* Upotrebljene oznake u sistemu jednačina (I) imaju. sledeča znacergas Io Endogene promenljive veličine a) Promenljive veliSine oilja (1) P(t) = globalna vrednost društvenog proizvoda (2) P^Ct) = sektorska vrednost društvenog proizvoda b) Pomodne promenljive veličine (1) K(t) = globalna vrednost fiksnih. fondova privrede (2) K.(t) = sektorska vrednost fiksnih fondova (3) I(t) = globalna vrednost novih investicida a fiksne fondove privrede (4) I.(t) = sektorska vrednost novih investicija u fiksne fondove IIo Egzogene promenloive veličine a) Instrumentalne promenljive veličine "(1) c = globalni intervalni koeficigent ucešca glo« balnih. novih. investicija u ukapnom draštvenom proizvodu (2) f.= sektorski intervalni koeficijent ucešda novih investicija u globalnim novim investicioama (3) čl = globalni dopunski parametar uz globalni in«= tervalni koeficijent učešca (4) g^ sektorski dopunski parametar az sektorski intervalni koeficijent učešča b) Oboektivno date promenljive veličine (1) a = globalni intervalni proizvodni koeficijent (2) a^= sektorski intervalni proizvodni koeficijent Prve tri jednacine sistema (I) definiša globalni model cije s\x osnovne crte diskutovane a prethodnom odeljku© Druge tri jednačine sistema (I) imaju. definicioni karaktero Svaka od ove tri jednacine definiše odgovarajade dezagregi-ranje globalnih. na komponentalne sektorske agregate« Zadnje tri jednačine sistema (I) odnose se na po-jedine sektore privrede9 te predstavljaju. odgovara^ude deza-gregirane komponentalne sektorske modele0 Ti sektori privre« de su; le indastrijas, 2O polooprivreda^ 3* saobračajg 4e gra-djevinarstvo i 5<>"ostaloH» Dok sa prve i druge jednačine globalnog i sektorskih modela analogne u smislu da se razli-kaja samo a nivoa agregata^, treče jednačine globalnog i sek- 376 torskih modela suštinski se razlikuju i uspostavljaju hije-rarhijsku. veza izmedju njifcu Giobalni model je kompletan sam u. sebi i može se samostalno rešavati? medjatimg sektorski mo-deli ne moga se rešavati bez poznavanoa vrednosti investici-3a iz globalnog modela0 Investicije u sektorima su. funkcija globalnih. investicija i prema trecoj jednačini globalnog mo-dela posredna funkcija ukupnog (a ne sektorsk©g) društvenog proizvodao U suštini trece jednačine modela predstavljaja instrumentalne promenlgive veličines u globalnom modelu in-strumentalna promenljiva veličina je koeficijent ačešca glo-balnih novih opredmedenili investicija a akapnom draštvenom proizvodiij, od koga zavisi vrednost investicija a globala; a sektorskim modelima instrumentalne promenlgive veličine su koeficijenti učešca sektorskih investicija a globalnim inve-sticijama, od kojih zavisi alokacija u globalnom modela utvr~ djenih investicija na pojedine sektore« Ua taj nacin, pored druge grupe od tri jednačine u sistemu (I)9 pomocu trecih jednačina zadnje grape takodje je uspostavljena veza kao i prelaz od globalnog na odgovarajace komponentalne sektorske modeXe0 Razmatrala se alternativa da se i sektorske inve- sticije analogno izraze kao linearna funkcija sektorskih draštvenih proizvoda [ I^Ct) = c»D» (t) + d,] o Medjatinij smatra se da sa pretpostavke ovog tipa sve dabioznije što je niži stepen agregacije« Učešce globalnih investicija a draš-tvenom proizvodu, kao izraz podele draštvenog proizvoda na akumalaciju i potrošnju9 stvar oe ekonomske politike draštva kao celine, dok odnos investicija i društvenog proizvoda u pooedinim sektorima gubi taj logicki smisaoo Stoga se zauzeo stav da oedna socijalistička priv-reda kroz društveni plan svesno regališe ne samo odnos akuma-lacije i potrošnje9 nego i alokaciju investicija po sektorima prema potrebama privrednog razvcga« Zato se smatralo da če model biti pogodan i za kasniju aplikaciju u, planiranja, ako se sektorske investicije izraze kao funkcije parametara alo-kacije investicija a globala po sektorimao Ako se sistem diferencnih jednažina reši, onda se dobija konstraisanl matematički dezagregirani proizvodno«ka- pitalni model u sledecem opštem, ali partikalarno rešenom obli-ku; 377. P(t) = 1 [I(o) (1 + ^ >* - d ] , K(t) = k(o) + sjal- [ (i + ^ ) - x ]' I(t) = 1(0) (1 + ^j )\ ¦/ (II) a L P^Ct) = P±(o) + ¦—¦¦¦¦ Ko) [(1 + ^ )*-!} + aiSit, K±(t) = K±(o) + -rgf- I(o) [ (1 + ^- )*-!] + gtt, It(t) = f± I(o) (1 + jSJk )* + glt Ovde se ne ponavlja draga grapa od tri jednačine a sistema (I), pošto u rešavargu one ostaju a svom nepromenjenom defi-nicionom oblikuu Ovao sistem rešenih. Qednačina8 medjatims) pored vremena kao i objektivno datih i instrumentalnih parametara zavisi j©š i od vrednosti endogenih promenl^ivih. velicina u baznom godišnjem perioda« Pošto i izmedju tih parametara i vrednosti postoje odredjene veze i zavisnostif koje proizi-laze iz polaznog sistema (I)s sistemu jednacina (II) treba dodati još i sledede jednakostiš b = P(o) - aK(o), I(o) = c P(o) + d (III) bi = Pi(o) " 3iKi(°)j I^Co) = f± I(o) + giS n n P(o) = % a,K. (o) + s boO i=l x x i=l x Pri tome nove oznake imaju. slededa značengas b i b^ predstav-loaju globalni i sektorske dopanske parametre uz globalni i sektorske intervalne proizvodne koeficioente kao oboektivno date promenljive veličine, a P(o)8 K(o), I(o), P.(o)5 Ko(o) i 1^(0) predstavljaju vrednosti endogenih pr©menljivili veli-čina a baznom godišnjem perioda takodje kao ezgogene obgek-tivno date promenljive veličine. Kao posledica samog sistema oe ^> 5 i 6 date su9 respek-tivno, najvažnije analitičke veličine i indikatori koji pro-izilaze iz sistema (II): koeficijenti varijacioa (V) model-skih vrednosti od empiričkih. za pojedine endogene varijable (u%); interval stopa rasta (r) koje proizilaze iz modela; indeks porasta (I) modelskili vrednosti a toka perioda; inter= val vrednosti prosečnih proizvodnih koeficijenata, prosečnlb. stopa ačešda globalnih novih investicija a draštvenom proiz-vodu i prosečnih stopa učešca sektorskih novih investicija a globalnim novim investicijama, kao i egzogene početne vred-nosti fiksnih fondova* Sama konstrukcioa ekonometrijskog modela kao i problem prilagodjenosti pojedinih strukturnih relacija i ce-log modela su u suštini isti kao kod globalnogmodela. Medja- Podaci za društveni proizvod sa ovde nešto drukčije kla-sifikovani, tako da numeričke vrednosti kao i odnosi sa fiksnim fondovima nisu posve istovetni sa onima u ranijim poglavljima (vidi /79 str«, 69-70/) ali su, razlike toliko male da ne uticu na osnovne zakljačkee Ocenoivanje je vi> šeno na osnovu metoda naomanoili kvadrata« Naime, videdemo da instrumentalne relacije nisu stabilne a vremena i sto-ga se ne isplati upotrebiti rafiniraaije metode ocenjiva-nja«> Tabele osnovnih podataka i rezaltati modela dati sa takodje a ranijem rada /7/9 ovde 6emo prezentirati šamo analitičke tabele« Pošto su sve one funkcije (jednoznaSno) monotone9 stope rasta date a analitičkim tabelama za prva i poslednju go-dina predstavljaja istovremeno najvišu i najniža vrednost, ili obrnutOj pa dakle i interval u kome su se kretale sto-pe rasta u tom perioda« Tabela 54 ANALITIČKA TABELA ELEMENATA I REZULTATA Period 1952 - 1362, Red bsoj Oznaka Yeiičine Giobai indusMja S e k t o r i e d e poijopriweda Saobračaj Gmdjevinarstvo Ostalo V b'bl 0,4713 - 1218,2 0 98.4 0,5428 342,2 0,993 03242 5,1 0.712 01917 288.6 0 994 1,205 9,45 0.-973 1,0534 143.1 0 992 'iP^IjI 0,1640 20 69 0,944 0 2672 86 7 0,662 0.3236 47,9 0;919 0.2588 ¦ 15 7 0.866 0 0205 1,57 0 905 0,1296. 21 3 0 949 8 VPVPi VKVKi 4,5 1:0 71 34 2.7 18 0 12 8 1,2 16 9 3,9 10 14,7 69 3 8 22,0 4,0 0 8 11.9 9 2 - 8 8 4 6 - 6,0 84 20 8 - 94 11 1 - 7,4 3,4 - 4.9 2,2 - 58 2 1 -5 7 24 7 -12 4 8 9- 97 2;3-4,2 11,4 - 9 6 6 0 - 8 2 5,3 - 7 6 13,3 -10.1 4 0» 11.0 3,0 - 8 0 33,3 - 136 Ip,Ip T T lK % 2362 168 6 223.6 350,0 234,0 150,4 148,3 147 7 467.1 245,9 137,7 269,4 2024 189,5 290,0 219,0 173.8 580 0 K Kj p 1 K(0); Kt (0) 0,237 - 0.332 0=181 - 0,171 5204 5 0,291 - 0,435 0 321 - 0,322 0 050 - 0 089 0:655-0,441 0.109-0,227 0 189-0,227 1358,6 1414,6 2030,5 1,06 - 1:13 0013 - 0.018 64,1 0,645 - 0813 0,034 - 0 087 336,7 381, tim, pošto se ovde radi o dezagregiranom modelu. jednačine medjuzavisnosti parametara u sistemu (IV) akazaja na to da su. parametri za jedan sektor ved odredjeni parametrima za global i ostalih (n-1) sektorao Kod agregiranog modela glo-bala, tgo kada bi se vrednosti za privredu dobijale kao suma vrednosti svih sektora, parametri globalnog modela bi tako na indirektan način bili odredjeni sektorskim vrednostima«. Interesantno je da je globalni intervalni proizvod-ni koeficijent suma produkata sektorskih intervalnih. proiz« vodnih. koeficijenata i sektorskih intervalnih koeficijenata učešča sektorskih. investicija a globalnim investicijama« Dakle, on ne zavisi samo od parametara istcg tipa u sektorskim modelima ved i od parametara dragih relacija \x sektorimao^ U našem slučaju ova medjuzavisnost ukazuje na zavisnost globalnog intervalnog proizvodnog koeficijenta od investi« cione politikeo U modela za period 1952-62« pojedine relacije po-kazuga izražito različite stepene stabilnosti i poazdanosti« Sa jedne strane, proizvodne funkcije odlikaja se visokim ste-penom korelacije i malim standardnim greškama parametara osim poljoprivrede9 pa se njihova specifikacija pokazaje izrazito stabilnonu Sa drage strane9 postoje jake indikacije da empi-ričke relacije u perioda 1952-62e za instrumentalne promen-ljive velicine nisa bile onog tipa koje pretpostavlja ovaj model« Naime, on pretpostavija da su te relacije monotono rastuce ili konstantne, Prvo, može se ^sapaziti da sa korelacione veze ta slabije nego što je to bio slučaj izmedja društvenog proiz-voda i fiksnih fondova (ovo naročito važi za sektor industrije) Drugo, von Neumann-ov test je pokazao da sa odstupanja od od-govarajučih regresionih prava signifikantno autokorelirana (osim a gradjevinarstva), što gasno akazuje na nestabilnost specificirane linearne relacije izmedja odgovarajucih. promen-ljivih veli5ina (Ii? I9 D) 9 odnosno na promene tih tendenci« ja unatar periodae Tre6es nezadovoljavajaca specifikacija in-strumentalnih relacija pokazaje se i kroz uporedjivande mo-delskih. i empirickili vrednosti, tj0 kroz koeficijente vari-oacije«, Prema tome9 posmatrani period kao celina sa te stra- x Probleme agregaclje komponentalnih modela u globalni mo«-del obradio je H, a?heil /8/e 382, ne ne može se smatrati homogeninu Ceo period se podelio zbog toga na dva homogeni;ja potperioda, 1952-58 i 1958-62, i za svaki od njih konstruisan je odgovarajudi ekonometrijski pro-izvodno-kapitalni model« Elementi i neki rezultati modela za potperiode sti dati u tabelama 55 i 56 • Što se tiče proizvodnih funkci-ja smo videli da pretpostavka linearnosti odnosno konstant-nog intervalnog proizvodnog koeficijenta nije (osim a sluča-Ou industrije) nekonzistentna sa empiričkim podacima^ što ukazuje na homogenost i stabilnosti ove relacije za ceo peri-od« Jedino u industriji je autokorelacija odstapanja prema Durbin-Watsonovom testu znaČajnao Kod instrumentalnih promenljivih veličina, medja-tim, situacioa je baš obmutao Intervalni koeficioent učeš-ča globalnih novih investicioa a draštvenom proizvoda c u drugom je potperioda značajno veci nego u prvom potperiodu, intenzivnost investiranja a privredi je dakle porasla. Što se tiče intervalnih koeficijenata učešca sektorskih investi-cija a globalnim investicijama f^, razlike sa znaSadne a svim sektorima osim u gradjevinarstva. Medjatim, treba jasno ista-či i različitost u promenama tendencijes u industriji je u5eŠ6e vede u drugom potperioda9 dok je a poljoprivredi, sa-obracaju i sektora "ostalo" taj koeficijent znacajno veči u prvom potperiodUo U odnosu. na model za period 195^-62, kod modela za potperiode se.a globalnim modelima zapaža naročito veliko poboljšanje kod investicija8 pa i kod fiksnih fondova« Naime, koeficijenti varijacioe a potperiodima su oko dva pata niži, dok je poboljšanje kod draštvenog proizvoda manje uočljivo« Kod osnovnih. sredstava su koeficijenti varijacije a svim sektorima a oba potperioda redovno niži od odgovarajucili za celi periodo Medoutim,, ova karakteristika nije tako izrazita ac Uz to, prosečni koeficijent ačešca globalnih novih inve-sticijja a društvenom proizvoda a prvom potperioda znacaj-no pada, a u. drugom znacajno raste (slobodni član d je, respektivnoj, pozitivan i negativan i u oba slučaja znaca-0*an; • Gmf 29 I- L IODELSKEI EMFIRIČKE VREDNOSII NOVIH INVESTIGUA 550 500 450 400 350 300 250 200 150 100 50 Modeiske vrednosti za ceo periodl -----------—— Modeiske wednostl za poiperiode o O O Empificke virednosti 00 o \Q fi*"*oo.i.aint+aA 0 1 2 3 4 5 6 1952 1953 1954 1955 1956 1957 1958 1959 8 1960 9 1961 10 1962 Tabela §5 ANALITIČKA TABELA ELEMENATA I REZULTATA potperiod 1952-1958, Red broj Oznaka veii čine Giobai S e k t o p f i v ? e d e PoJjopnvreda Saobmčaj Gradjevinarstvo Ostaio a ai 'PK^Ki 0.501& 1415 8 0 972 0 4962 264 8 0 986 0,5874 - 413-i 0,651 0 2175 344 7 0 990 0,9770 6 9 0 829 1,0575 .',46 7 0,986 d-«i rlP'fLI 0 0714 163,3 0.903 0,8037 385,7 0 932 0 6946 - 152,4 0 955 0,8063 - 1681 0 954 0,0125 065 0,265 0iž720 - 60,6 0882 K\ V V p Pj V V VKVKj vrvi. 4 0 0,2 2 8 3 7 0 8 4,0 11,9 0,7 JG 0 3 5 0 8 13 3 6 9 2,5 26,3 3.4 0 7 16,5 >-'P, fK'?K, 10 8 -8.2 5.0 - 47 3 7 21.6- 8 4 13 1 - 6,3 (-4,OW-6.-i3 3.8 - 6.8 19 -3 9 32 0-14 0 9,0 - 11 2 2 0- 3 5 23 I~i2,3 5.5 - 4 9 61 -54 2.6 - 2,3 5,9- 96 27- 58 391 ¦- 15 9 171,3 132,6 124,5 215,0 169,8 73.7 137,4 118,8 308,4 181,0 117 8 251 5 135 3 1393 118,4 160,6 129,1 376,6 K K? P; P 0.2S0 - 0,297 0 208 - 0151 0 301 - 0,381 0,747 - 0,442 0,295 - 0,342 0082 - 0,202 0 048 - 0,073 0;l30 - 0:263 1.-086 - 1,055 0601 - 0,748 0,015 - 0,015 0,026 - 0078 KCO^KjCO) 5204.5 1358 6 1414,6 2030 5 64, 336,7 Tabeia 56 ANALITIČKA TABELA ELEMENATA I REZULTATA Potperiod 1958-1962 Red broj Oznaka velieine Global Sektori privrede industrija poljopnvireda Saobfačaj Gradjevinarstvo Ostalo I aa, b.b- 0,3600 - 337 4 0 944 04865 - 1764 0 981 0 0473 521,3 0,113 04 628 - 213 5 0 984 14436 - 2,45 0 964 0,9197 - 72.6 0,970 2 Cfi 0.2713 - 240,2 0 973 0 6873 - 102 4 0 970 0,1186 45 0 0,751 0-0751 66 6 0.-678 0 0176 - 045 0 933 01045 10.3 0991 ¦—— 03 V V VP P, 3 3 2.3 9? 2,4 2 9 44 \n 9 3 V V 0,3 03 0 7 04 0,4 0.6 V V 4 0 4,5 8,7 6 7 5,4 18 6,3 -74 8,1 - 10 0 0 7 -0.9 8,9-7.7 76 - 83 7,3 -9,3 4, 5,5 - 6;3 6,8- 8.7 5.4-5 4 4.0 - 3 9 7L5 - 8,2 6,7 - 8 0 h'% 10,8 192 - 16 0 5.0-59 3,0-37 10 2 - 1L2 14:9 - 13,4 h>'\ 1298 141.5 1034 137,5 1364 139 0 5 125,8 135,0 123,3 116 8 135.2 1330 h\ 150,8 190,2 124 0 114:2 150.8 169:0 K K^ 0:311 - 0,321 0,410 - 0f430 0 359 - 0,299 0,073 - 0 0S6 1416- 1423 0,734 - 0805 6 I ± P I 0,159- 0485 0,387 - 0,488 0:251 -0206 0,270 - 0,205 0017 - 0,017 0075 - 0084 K(0), Kt(0) 6892 0 2316 0 1674,2 2378 6 872 436 0 386* kod svih. sektorskih. društvenih proizvoda, ali a proseka su koeficijenti varijacije ipak niži u modelima za oba potperi-oda. Što se tiče investicija po sektorimaj) četiri pata margim koeficioentima varijacije u industriji nije potreban nikakav komentar, a u svim ostalim sektorima jasno je uočljivo veli-ko poboljšanje u drugom potperioda, dok prvi potperiod ne po-kazuje nikakvo poboljšanje« Zakloučci ove analize koeficijenata varijacije,301 dakle, samo još više potkrepljuju zaključak analize parame- . tara o potrebi deobe perioda 1952-62« u dva sukcesivna potpe-rioda u cilju jasnijeg aočavanja pooedinih tendencijaf a pre svega promena u tim tendencijama, koje se uprosečivanjem mo-gu lako izgubiti iz vida* Daljna analiza ce u prilog ovoj konstataciji pražiti dovoljan broj primera* Analiza rezaltata modela Najpre cemo razmotriti globalni model jer sa ta relacije najjednostavnioe« Dok je proizvodna funkcija na ba-zi fiksnih fondova stabilna za posmatrani period9 intervalni koeficijent učešca novih investicija u društvenom proizvodu je u drugom potperiodu značajno veči od odgovarajudeg koefi-cijenta u prvom potperiodu« Ova nehomogenost se pre svega pokazuje a velikim razlikama a stopama rasta novih investici-ja u oba potperioda© Naime, one iznose 5?7% i Io98%5 respek-tivno, što jasno akazuje da prosecna stopa rasta investicida od 8,4% za ceo period loše reprezentaje jedan ovako neravno« meran razvoj, Činjenica da se u modelu za ceo period kompen-ziraju dve različite tendencije uočava se i kod uporedjivanja kretanja prosečnih koeficijenata ačešca« Jedan izraziti pad «: Zbog velikih neravnomernosti kretanja godišrgih vrednosti investicija ni dru^e teorijske krive ne bi dale bolju apro-ksimaciou«, Kao primer možemo navesti poljoprivreda gde sa godišnje stope porasta novih investicioa varirale a tom potperioda u intervala od 1,2% do 44,2% dok sa u tri dru-ga sektora varirale još I više, Za detaljnija analizu koeficijenata varijacije za oba pot-perioda vidi /7* str« 84-8^/. 587. a kasnije jedan izraziti porast prikazani su jednim blagim padom, koji se numerički nalazi negde u sredini izmedju stva-rnih ekstremnik vrednosti, Ove se slabosti prenose, naravno, i na ocene stopa rasta« Ova ilustracija jasno pokazuje da se dinamičkim uprosečivanjem, bez detaljnije analize homoge-nosti pojedinjJa relacija, promene u tendencijama mogu lako izgubiti iz vida« Ovakvo uprosešivarge dovelo je do velikih odstupanja te tako parametri gube na poazdanosti, a to upra-vo zahteva detaljniju analizu. i periodizaciju« Ako rezimiramo, u. potperioda 1952-58« stopa rasta novih investicioa u proizvodnom delu privrede bila je ve@ma niska i to čak niža od stope rasta fiksnih fondova, koja zbog toga blago opada, dok stopa rasta društvenog proizvoda jače opada« Prosečni proizvodni koeficioent pokazuje jak porast, a prosečni koeficijent u5eŠca velik pad« U potperiodu 1958-62* stopa rasta novlh investicija skoro je tri pata veca od one iz prvog potperioda, rast fiksnih. fondova je ubrzan9 a raste i stopa društvenog proizvoda« Pošto su stope rasta osnovnih sredstava i društvenog proizvoda skoro iste, poboljšande prose5nog proizvodnog koeficijenta de^va se primedaje; dok . osetna razlika u stopama rasta investicija i društvenog pro-izvoda rezultira u povečanju prosečnog koeficioenta učešca novi±L investicioa a draštvenom proizvodu© Ove je karakteri-stike potrebno stalno imati a vida i u daljnoo analizi poge-dinih sektora, jer globalni model odredjuje nove investicije a privredi i time daje okvir alokaciji investicija po sek-torima« Veoma slična sa kretanja u sektoru indastrije, što je trebalo i očekivati jer industrije predstavlja, pogo-tovo kod investicija, jedan od najvedih pondera globala« U modelu za potperiod 1952-58« indeks porasta novih investici-ja u industriji od 7397 najniži je a odnosa na sve ostale sektore, dakle, jedino su u industriji nove investicije opa-le i po apsolutncg vrednosti i to za oko jednu četvrtiniu Stopa rasta investicija je negativna (od ->4-,0% do «6,1%), što povlači za sobom brzo usporavanje stope rasta fiksnih. fondova od 15,1% na 6,5%, kao i pad stope rasta društvenog proizvoda, uprkos poboljšaEgu prosecnog proizvodnog koefici- 388 o jenta« No, i pored ovog drasticnog pada investicija i uspo-ravanja stope rasta fiksnih. fondova industrija je imala najve-6i relatrvni porast fiksnih fondova i društvenog proizvoda zbog velikih početnih vrednosti ovih stopa rasta i vanredno velikog koeficijenta učešea (75% od privrednih. novih. investi-cija) na početku perioda<> U dragom potperioda a industriji najvedi kontrast u odnosu na prvi potperiod predstavlja veoma visok indeks porasta novih investicija^ tako da je to največi relativni porast jedne endogene varijable u dragom potperioduo Zbog tog ubrzanja na kraja perioda se industrija predstavlja kao sektor sa največim stopama rasta endogenih promenloivih ve-ličina <, Uprkos velikim neravnomeniostima empiričkih kreta« nja a poljoprivredi modeli prilicno dobro opisuju. glavne ten-dencije kretanjao Stopa rasta društvenog proizvoda je najma-nja u poljoprivredij, stagnacija poljoprivredne proizvodnje u drugom potperiodu usporava porast stope rasta cele privrede jer je poljoprivreda jedini sektor čija je stopa rasta niža od globalnee Sa druge strane, nove investicije a poljoprivre-di su veoma brzo rasle a prvom potperioda, tada se učešce poljoprivrede u proizvodnim novim investicioama udvos^rucilo« Mada 3e i stopa rasta novili investicija u drugom potperiodu zaostajala za porastom privrednih investicija9 za ceo period je relativni porast novih investicija \i poljoprivreda manji samo od porasta u sektoru "ostalo". Za sektor saobracaja je najkarakterističniji velik porast prosečnog proizvodnog koeficijenta kroz ceo periodo U pivom potperiodu sa investicije a saobračaj rasle veoma . brzoj učešde saobracaonih investicija \x privrednim investi-cijama se advostručilo, parametar f% je a tom perioda najvi-ši, U drugom potperiodu je s ituaci ja obmataf stopa rasta investicija osetno zaostaje za inače intenzivnim alaganji-ma a ostalim sektorima a tom razdoblja, tako da i stopa rasta fiksnih fondova u saobradaja opada« Za gradjevinarstvo je karakteristično da je kako prosecni proizvodni koeficioent tako i prosečni koeficioent 389. ueešča investicioa u gradjevinarstv® a privrednim investici« jama približno konstantan za ceo posmatrani periods dopunski parametri b^ i g^ se ni u jednom modela ne razlikuju značaj-no od 0» Kao što se mogio očekivati, stope rasta sve tri en-dogene varijable u gradoevinarstvu su se u drugom potperiodu osetno povecale kao rezultat abrzanja investicione aktivnosti« Rezidualni sektor "ostaio" se ne može smatrati ve» oma homogenim^no agregat kao takav pokazuje empirički dosta Svrste odnose« Numeričke vrednosti, kao i izvedeni pokaza« teljij kod sektora rtostalo" su marge poazdani jer su, modelske vrednosti izvedene iz uslova konzistentnosti modela i ne na osnovu nezavisno ocenjenih parametara ovog sektora u anali-tickim tabelama« Medjatim? ove male razlike ne mogu osetnije uticati na osnovne tendencije«, Pre svega, relativni porast novih investicija je u sektora "ostalo" u posmatranom peri-odu najveci« Ovo je dovelo i do ubrzanja rasta fiksnih. fon-dova i društvenog proizvoda tako da sektor "ostalo" predstav-lja, posle industrioe, sektor sa najvecim stopama rasta en-dogenih varijablio Proizvodno kapitalni modei, kao svaki drugi, atvi>-djuje kako kvantitativno tako i kvalitativno tendencije i odnose.onog skapa agregata i parametara koji sa u. njema defi« nisanio Ovde smo samo u najkracim crtama komentarisali ove karakteristike za pojedine sektore a posmatranom periodtie Sada čemo dati i neke sumarne zakljacke ove analize« Osnovna relacija u ovom tipa modela je proizvodna funkcija na bazi fiksnih fondova© Ova je problematika detalj-nije obradjena na drugim mestima u ovom radu tako da je ovde nedemo ponavljatio Prvi od osnovnih zakljucaka ove analize je taj da prosečni proizvodni koeficijent fiksnih fondova u posmatranom periodu u našoj privredi pokazuje značaoan porast, 390. ova tendencija se Ispolgila i pojedinacno a tri od pet posma-tranili sektora© Uz to^ .jasno se utvrdila i aplikativnost spe~ cificirane proizvodne funkcige 1 relatirae visok stepen nje-ne empiriŽSke stabilnosti« Nasaprot stabilnosti relacige izmed.jn fiksnih fon-dova i društvenog proizvoda kroz ceo period^ kod instrumen« talnih promenljivih veličina gasno se aočavaju saprotne ten-dencije kretanja a oba potperioda« Intervalni koeficijent acešda globalnih novih investicija a okupnom draštvenom pro« izvodu je a prvom potperioda značajno manji od odgovarajuceg koeficijenta za drugi potperiod9 Isto takOj, što se tiče alo-kacije investicija po sektorima razlike u intervalnim koefi-cijentima učešca sektorskih investiclja a globalnim investi-cijama izmedja oba potperioda značajne sa a svim sektorima osim u gradjevinarstvuo Prvi potperiodj, dakle? karakteriše mala dinamika privrednik novih investicija (prosečna stopa rasta 597%)9 oj&adanje stope akumulacije i velike promene a sektorskoj strakturi investicija« Karakteristike dragog potperioda sa baš suprotne ovima za prvi potperiod«. Naimeg to sa pre svega veli]Lp ubrzanje rasta privrednih novih investicija (prosečna stopa rasta 10^8%) kao i povecavanje stope akumalacioe uz dos"5|. umereno menjanje sektorske strukture investicijae ^ Drugi osnovni zakljačak odnosi se na ocena homoge-nosti posmatranog perioda a odnosa na relacije modelom obuhva-denih agregata i parametara« Ako se uzme za kriterioum stabil-nost proizvodne funkcije na bazi fiksnih fondoYa» period 1952-626 može se smatrati homogenim« U odnosa na skup instru-mentalnih varijablig model je nedvosmisleno k^antitativno atvrdio postojange dva homogena potperiodaj, 1952-58» i 1958-62? sa suprotnim tendencijama kako u globala tako i u. sektorima (jedini izazetak je sektor gradjevinarsijya)o U ovom radu samo a\x neke ©d tili tendencijaf koje se prelamaja prema ©vd@ atvrdjenoj periodizaciji9 mogle biti izričito spomenate« Svakako bi trebalo detaljni^e analizirati global i pojedine sektore u tim periodima na osnovu rezultata modela« U jednom posebnom radus gde bi se uključili u analiza 391e i drugi ekonomski faktori kao i aspekti ekonomske politike, moglo bi se onda tražiti i uzroke modelom utvrdjenih tenden-cioac Treci od osnovnih zaključaka odnosi se na verifika-ciju aplikativnosti teorijski konstraisanog dezagregiranog proizvodno-kapitalnog modela«, Uvodjenjem relativno jednostav-nih promena uspelo se učiniti model rasta znatno fleksibilni-jim, što znači i znatno realisti5nijim za analizu stvarnosti, kao i aplikativnijim za prognoziranje i planiranje«, Prednost modela kao metoda kvantitativne analize je ta da* pružajuči kvantitativne ocene pojedinili straktarnih parametara9 isto-vremeno uzima u obzir njihova povezanost i medjuzavisnost, te tako obezbedjuje konzistentnost unutar celog zahvacenog sistema« Eada se u. rešeni oblik modela abace numeričke ocene relevantnih parametara, dobija se modelski pat razvooa? tjo onaj koji proističe iz logike samog modelae Primenjen na ju-goslovensku privreda a posmatranom periodUj ovaj model poka-zuje posve zadovoljavajaču prilagodjenost empirijskim kreta-njima endogeno promenljivih veli5ina? tako da se može konsta-tovati da je model \i svojstvu analitiSkog modela u, ovom kon-kretnom slutSaju svakako opravda svoju specifikaciju« četvrtoj model kvantificira čitav niz zakoncSner-nosti i odnosa, pražajači tako prve kvantitativne ocene odre-djenih. odnosa naše privrede a konteksta ovde primenjene spe-cifikacije, definicija i metodologije« Empirička istraživa-nja nam kroz kvantitativne ocene parametara i ocen© stabil-nosti tih pojedinili relacija omoguduju kako proveravanje pretpostavkij odnosno teorijskog rezonovanja^ o postojanja pojedinih veza tako i kvantificiranje tih zakonomernosti • I u odnosa na te pojedine relacije specifikacija se pokazala kao svrsishodnae Smatramo da višesektorski model predstavlja važan korak dalje od globalnog modela, kako na analitičkom tako i na metodološkom polju0 Pre svega^ kao analitiSki model omo-gucava analiza važnih struktarnih karakteristika privrede« Pored sektorskih proizvodnih f unkcija na bazi fiksnih f ondo-va model azima u obzir i elemente odlučivanja kao što su od-vajanje dela draštvenog proizvoda za investicije a fiksne 392e fondove kao i njihovu sektorsku distribacijae Analiza posma-tranog perioda je ukazala na prirodu ovih tipova relacijas Dok su proizvodne funkcije na bazi fiksnih fondova kao tehno-loško<=opganizacioni odnos relativno stabilne9 instrumentalne relacije se mogu u zavisnosti od ekonomske politike dosta brzo i osetno menjatie .Analitički višesektorski model praža široke moguč-nosti dinamičke i straktarne analize obuhvačenog skapa agre-gata i njihovih odnosa što je veoma važan osnov za plansko usmeravanoe daljeg razvoja« Matematički model pruža oedna fleksibilna shema za izraSunavanje raznih varijanti planskih projekcijao 0 suštinskim problemima primene ovog modela za planiranje bice govora u sledečoj glavio Citirana literatora /1/ EcDo Domar9 Essays in the Theory of Economic Growtha Oxford lJniversity Press, New Torkj) 1957o /2/ Branko H©rvat9 Ekoripmski modeli^ Ekonomski institat NR Hrva t s ke7"~Žagreb," 1.962V /3/ Bo Horvat;, "Model privrednog razvoja Jugoslavije a pe« rioda 1958-1980'% a Bo Horvat, D, Nikolič9 PaSic« lierlj, Elementi metodologi^je planiranja dap;oroč~ nog prr^rreHnog razvoja,, Stadi8je !?< Savezni zavod za privredno planiranje^ Beograd^ 1964« /4/ Jo Jolinstons) Econometric Methodsa McGraw-Hills New Iork9 1963. /5/ P«Co Mahalanobis9 Planiran^e u, Indi^i^ Prevodi 2, Savez°= ni zavod za"^privreclno' pla'niranje9 Beograd9 1961« /6/ De Nikoličg Po Sicherl^ Konstrakcieja pr©izvodnO"kapital°" jgo^ modela_za_^^riVredni gazvo^Ju^oslavTJe M Rado-vi 5» Jugošlovenski institai'zai ekonomska istraži« vanoa^ Beograd^ 1964« /7/ Do Nikolidg Po Sicherl, "Jedna straktarna analiza privred« nog razvoja Jagoslavije u periodu 1952=1962Oj) Ekonomist 1-2/1965« /8/ Ho Theil, Linear Aggregation of Economic Relations^ North-Holland Publishing Compa33y9 Amsterdam9 1954* 393 o Glava VIII INTBHPRETKIJi I PRIMENA PBOIZ-VODNIH KOEIICIJENHA FIKSNIH POOOVJI Neke karakteristike proizvodnih. koefici.jenata, nt1ihove prednosti i nedostaci U dosadašnjim razmatranjima smo videli da se zapravo radi o dva glavna tipa proizvodnih koeficijenata fik-snih f ondova koge bismo mogli sa stanovišta primene i inter*-pretacije označiti kao tehnološke^^^piriS^^proizvodrLe ko-eficijente« Mada polaze od iste koncepcioske osnove - odnosa proizvoda i jedne specifične vrste faktora proizvodnje - oni zapravo predstavljaja dva različita pravca razrade te proble-matike« Dok su tehnološki proizvodni koeficijenti a smisla kapaciteta odredjenih fiksnih fondova (ili tehnološklb. potre-ba za f iksnim f ondovima za odredjeni obim i naSin proizvod-nje) egzaktni i konkretni? sa j^čta® strane9 oni ta odredje-nost crpe iz mnoštva detalja pomodu ko^Hi su definisani tako da su Svrsto vezani za te uslov© i zbog toga veoma rigidni,. sa druge strane« Zbog toga što odražavaju konkretne i speci-fiSne pojavne oblike neophodni sa na mikro nivoa i a uslovi-ma detaljnog planiranjao Njihov Mpotetički karakter oe svoj« stven ex ante prilazeu Agregatni prilaz pomodu empiriČke proizvodne fonkcije na bazi fiksnih fondova predstavlja posve drugi tip istraživanja istog osnovnog odnosa© Agregatne veličine pro-izvoda i fiksnih fondova zavise od kriterijuma agregirarga i ova aslovna aporedivost povlači za sobom neodredjenost Što se tiče konkretnih pojavnih oblika tih varijablie Ipak, jedino je pod tim aslovima mogade sintetičko posmatranje globalnih karakteristika neke privredeo Tehnološki proizvod-ni koef icioent privred® kao zbir tehnoloških, proizvodnih ko°-eficijenata proizvodnih. jedinica ae očito veoma neoperativan koncepto Realni kapacitet privrede kao celine ne zavisi samo od materijalnih faktora proizvodige9 prirodnih aslova i 394. raspoloživosti radne snag© več u veoma znacajnoj meri i od ekonomske organizacije i motivacija društvae Agregatni proiz-vodni koeficijent odnosi se baš na ovakvu koneepeiou kapaci-teta privrede koji je8 sa jedne strane^ necdredjen što se ti-Se strakture proizvoda odnosno uzrocnih veza I mehanizama ko-jl ga odredjuju ali je zato9 sa druge strane^ ®x post odredjen što se tiče sumamog efekta ceiog kompleksa faktora u konkret-noj situaciji« Empiri5ki proizvodni koeficioenti odražavaju za razliku od tehnoloških proizvodnih. koeficijenata ©x post od-nose« Kao takvi predstavljaja jedna mera efikasnosti odnosno produktivnosti a smisla odnosa proizvoda i atrošaka« U istu grapa spadaju i odnos proizvoda i rada9 odnos proizvoda i obrtnih sredstava ili odnos proizvoda prema utrošku rada i fiksnih fondova zajedno što s© uzima kao mera globaln© pro-duktivnostio Da bi odnos proizvoda i utrošaka imao smisla kao mera efikasnosti oni ne smeju biti definisani tako da bi bili jednaki što je slučad kod problema distribucije proiz-voda pooedinim faktorima proizvodnje« Takodoe, ovi pojedini odnosi ne predstavljaju 6ist doprinos proizvodngi koja potiče od tih pooediniiL fakto-ra niti njihov udeo u, raspodeli dohotka, Naime^ proizvodni koeficijent fiksnih fondova kao i produktivnost rada nisu je-dnaki marginalnoj prodaktivnosti rada ili kapitala u, smisla marginalističke teorijes tj. koliko se poveca proizvod kao . rezultat povečanja nekog faktora proizvodnje a da drogi fak-tori ostaju nepromenjeni« Pošto promen© a "produktivnosti" aslaga proiz-. vodnih faktora nije mogude meriti direktn© na zadovoljavaju-6i naSin one s@ ocenjaga indlrektno na taj način da se real« ni proizvod staYi a odnos sa tokom proizvodnih usluga stvar-nih. faktora proizvodn^a /9 , str. 7/© Kako smo definisali ©mpiriSku proizvodnu, funkciju, na bazi fiksnih fondova kao x Ovaj izraz upotrebljava Io Vinski /19 /, za odnos koji J© Kendrick zove "total factor productivityM za razliku od odnosa proizvoda i pcgedinih, vrsta faktora proizvodnoe ko« je zove "partial prodactivity ratios" / 9 /• 395. odnos proizvoda i nove vrednosti fiksnih fondova9 promene u. proizvodnim koef ici;jentima odražavaju neto efekat svih osta-lih faktora osim tako definisanog krantiteta fiksnih fondova«, Tu se radi kako o promenama u kvalitetu samih. f iksnih fondova tako i o uticaou svili ostalUi faktora kcgi u ovoj uproščenoj proizvodnoj funkciji nisu izrl&ito azeti a obzir^ uključujuči privredni sistem i slučajne faktore© **" Dakle9 proizvodni koeficijent fiksnih, fondova se menja iz razloga razlicitih od kvantiteta fiksnih f ondova ali odražava samo neto efekat svih drugili uticaja a ne daje informacije o uzrocima tih. promena« Iz tog razloga o® veoma teško dati adekvatnu interpretaci^u. veličine odnosno promena empiritSkih proizvodnih koeficioenata jer to znači oceniti uz-roke konkretne privredne situacije gde $e iz razmatranja eli-minisana jedino velicina fiksnih fondovao Ta nije problem sa-mo velik broj relevantnih. faktora vec i kompenzacija tih, po-jedinih aticaoa tako da 5e iluzomo očekivati da bi ovakva makroekonomska analiza mogla da doved® i do utvrdjivanja uz-ročnih veza izmedja tili faktora i promena proizvodnih. koefi-cijenata« U naoboljem slačaja ona može da pruži indikacija nekili naoaoSljivijiii tendencioa koje sa opet dosta uopštene i ne mogu poslužiti kao dovoljan osnov za konkretna interven-ciju mada mogu da budu značajne za opšta formulaciju privred-ne politike0 Karakteristike konkretne privredne sitaacije sa kvalitativne razlike izmedju, proizvoda i faktora proizvodnje, načina i organizacija proizvodnje kao i ponašanj© privrednih sabjekata i pojed±nacae Modela sa samo jednim faktorom pro~ izvodnje o5ito nedostaj© vedina karakteristika konkretne ekonomske struktare i organizacij©^ pogotovu ako se radi o privredi kao celini« Proacavanjem sektorskih proizvodnih ko-©ficijenata uočena je znacajnost aticada strukturne kompo« nent© na veličinu i promenu globalnog proizvodnog koefici-Jenta, tj«, zavisnost proizvodnih, koeficijenata od strukture prirrede i telonoloških karakteristika pojedinih vrsta pri-vredn© delatnosti« Mada nedostatak adekvatnih podataka i analiza na nižem nivou agregacije osetno otežava analizu i 3964 inteppr@taciju proizTodnih koeficijenata za više agregat« ve-či broj sektora takodj© ne obezbedjuje atvrdjivanj© azroka promena proizvodnili koef icijenata osim što se tiče utieaja strukture ali i tu treba imati u vidu da to znači i veča me» djuzavisnost sektorskih proizvodnih koefici;jenata© Kako sa proizvodnt koeficijenti indikator uticaja niza raznih. fakto-ra potrebno je njihova vezu sa dragim ©konomskim varigablama oprezno interpr©tiratl9 pogotova što se tice azročne poveza-nosti« Proizvodni koeficijenti fiksnih fondova kao i produktivnost rada sa pokazat©lji koji se menjaoa u zavisnos~ ti od opšt© ©fikasnosti privred© kao i zbog supstitacije fak-tora proizvodnje tako da promen© njiliove vrednosti n© pred« stavljao^ niti meru promena ©fikasnosti pojedinog faktora proizvodnj© niti promenu, a ©pštoj efikasnosti / 9 9 str« 17/» Pošto u toka privrednog razvoja ©premljenost rada rast© može se redi da tada proizvodnost rada precenjaoe a proizvodni ko-©ficijent fiksnih fondova potcenjaje porast opšte efikasnosti u privredi ako je posmatramo a odnosa na ova dva faktora pro-izvodnje zag©dnoo Zbog toga opadang© ili stagnacija proizvod« nog koeficijenta ne mora da znači da se ©fikasnost privredji« vanja pogoršava^ a©r odlnka o optimalnoj proizvodnoj i inve«-sticionoj politici zavisi od drugih, kriterijuma« Proizvodni koeficljenti fiksnih fondova su in-= varijantni na distribucija draštvenog proizvoda izmedju insti° tucionalnih grapao Naim©^ za dati društv@ni proizvod se vred-nost proizvodnog koeficijenta n@ menja ma kakva bila podela te vrednosti na ličn® dohotk©s amortizaciju i akumulaciju. odnosno profit« Ova cSinjenica donekle olakšava medjonarodn© komparacije jer znatn© razlik© a poreskom zakonodavstva? sist©ma amortizacije i institacionalnim sistemima aopšt© na. pogoršavaja v©6 i onako velikih problema zbog relativnih c©-ndo Isto važi i za analiza u, vremena za pojedine z©mlj©5 5©st© promen® propisa kod nas znatno otežavaju analiza a ve™ zi aa distribucijom dohotka a n© i proizvodnih*koeficio©nata0 Videli smo da ©mpirižki proizvodni koeficijenti odraŽavaju odnos proizvoda i fiksnih fondova9 posmatrano 397. 6i post9 i da se u ngihovcg veličini i promenama reflektira uticaj drugih. faktora oer se posmatranjem proizvodnje po 3e-dinici fiksnih. fondova ©liminiš© utieaj kvantiteta fiksnih fondovao Izbor fiksnih fondova za imenilac koeficijenta od- . nosno za ©ksplicitni faktor proizvodnje u proizvodnoj funkci-ji koji predstavlga i druge faktore ge a ovom radu odredjen samim podraSjem istraživanoa« Potrebno je bilo ispitati u koliko^ meri j© ©mpirički odnos izmedoa proizvoda i fiksnih fondova stabilan i poa&dan i upotrebiv u makro modelima« Ovde domo razmotriti u 5©ma se ovaj odnos razlikuj© od dragili od-nosa proizvoda i utrošaka« Telmološki proizvodni koeficijent izražava veli-čina potrebnili fiksnih f ondova za dati proizvod9 tako da može poslažiti za ocena veličin© potrebnih investicija az specifi« cirane druge aslov©© EmpiriSki proizvodni koeficijent se od njega iz pomermtili razloga razlikaje ali pošto je i on8 kako smo videli9 \x velikoj meri determinisan telanološkim faktori-ma (velike razlik® a sektorskim prolžvodnim koef icijentiiaa) može poslažiti a ista SYPhao Ako aporedimo proizvodni koefi« cijent sa prodaktiimošdu, rada9 oni mogu alternativno da poslu-že kao metod predvidjanja budadeg razvo^a© Buduči proizvod 6e biti rezultat povečanja odgovarajadeg faktora proizvodnje i njegove «fektivnosti0 I jedan i drugi koeficijent implicitno sadrže a sebi i uticaj ostalih faktora tako da se u stvari postavlja pitanje da li je operativnige azeti za ©ksplicitni faktor proizvodnje rad ili fiksn® fondove© Model na bazi proizvodnosti rada daje potrebe za povedanjem zaposlenosti^ a model na bazi proizvodnog koefici-jenta ocenu potrebnih investicija« Kako je proizvodnost rada a veliko^ meri funkcija opremljenosti rada to če povecanje njene veličine zahteirati odredjene iiwesticiQe što važi i ina-5e za povečanje zaposlenostie Zbog toga izgleda da je u praksi važnije da s« sagledaju. potrebne investicije jer se od njih. i polazi u realizaciji planao U aslovima današnje tehnologije sa fiksni f ondovi zna5ajniji faktor proizvodnge a telmološkom Hmislu nego kvantitet radne snag© tako da 3e svrsishodnije a prvoj aproksimaciji predvidjati buduči razvo^ u vezi sa pot-rebnom ekspanzioom fiksnih fondova nego zaposlenosti« 398. Zbog toga model na bazi proizvodnog koefieijenta odredjenije ukazaje na značag i intenzitet akcija koje treba predazetie U zemljama sa nezaposlenom radnom snagom odnosno latentnim rezervama radne snage su. fiksni fondovi odnosno investie±je5 ceteris paribaSj, neopkodne za povedanje zaposle-nosti i tako nužan mada ne i dovoljan usIot za abrzanje pri-vrednog razvoja* I u zemljama sa pomanjkanjem radne snage sa investicije važna polaga daljeg razvoja jer tn i relativne cene faktora proizvodnje asmeravaja razvoj a pravca sve vece supstitucije rada kapitalom tako da je porast proizvodnje postignut \xz sve intenzivnije investiranje© Fiksni f ondovi su i u celijai srodniji sa proiz-vodom nego radna snaga i institueionalnl faktori jer su fik-sni fondovi a vedini slačajeva i sami bili proizvod« Na taj način je barem na neki aproksimativni način mo6i pratiti pa-rametre funkcije transformacije nepotrošenog (n, svrhe dalje ekspanzije aloženog) dela draštvenog proizvoda u fiksne fon-dove i preko njili u, budace proizvodne efekte tih. alaganja^ imajaci a vida da je ova transformacija uslovljena i mnogim . drugim faktorima ka© i razlike koje moga nastati aproksimira-njem fiksnih fondova kao faktora proizvodnje njiliovom nabav~ nom cenom odnosno cenom reprcdukcijeo Pomocu proizvodne fun-kcije na bazi fiksnih fondova se aproksimira kretanje proiz-vodnog koeficijenta i uz odredjivarge udela investicija u fik-sne fondove moguce je pomoda gednostavnog modela dati prvu aproksimacigu nekih krantitativnili karakterististika privred« nog razvojao* Proizvodna funkeija na bazi fiksnih fondova ima za zadatak da što više eltminiše aticad slačajnih, faktora i naglasi ulogu sistematskih faktora a odnosa izmedja fiksnih. fondova i proizvodao U ovom rada ona pre svega predstavlja metodološki instrument analize karakteristika proizvodnih ± U Domarovom modela / 5 /9 koji sadržava kako stranu ponu-de tako i strana potražnje^ sa investicige (a ne radna snaga) na strani ponude potrebne za to da bi bila odgovara* jada protivstavka investicijama kao elementa f inalne traž-nje« 399. koeficioenata fiksnik fondova« S obzirom na mnoštvo faktora koji deluju na tu zavisnost je stabilnost posmatranita. proiz-vodnih funkcija za šrednjerocne periode za privredu zapravo iznenadjujuda$> mada to ne važi i za dugoročno posmatranje gde Je utieao kvalitativnih kao i cikličnih promena velik** Uprkos toj relativnoj stabilnosti proizvodni koeficijenti fiksnih fondova očito nisu instrumenti ekonomske analize ko-ji bi omogudavali velika preciznost rezultata na podračjima njiliove primene«, Treba imati u vida da predvidjanje njihovili promena znači u stvari predTidoati sumarni efekat svih kvali-tativnih promena a privredi (tjo svih faktora različitih od kvantiteta fiksnih fondova) a da je baš predvidjanje kvali-tativnih, promena i efekata interakcija veoma komplikovano© Cinoenica da proizvodni koeficijent ne zavisi samo od tetmološkUi faktora več u velikoj meri i od sposob-nosti društva da efikasno organizuje proizvodnja i obezbedi što bolje iskorišdavange resarsag, uključajaci fiksne fondove, upudaje i na društvenu aslovljenost vrednosti proizvodnih. koeficijenatao Baš zbog toga što su i medjunarodne kompara-cije*1 odnosno upotreba numeri(Skih vrednosti proizvodnih ko~ eficijenata za druge zemlje (da ne govorimo © problemima re» lativnih cena) a saštini nezadovoljavajace jer takre vred-nosti odražavaju specifične tehnolDŠkes struktarne i insti-tacionalne karakteristike po^edinih zemaljae Tako i empiričke proizvodne funkcije na bazi fiksnih fondova daja samo ex post ocenu mogudnosti proizvod-nih efekata fiksnih. f ondova odnosno ef ikasnosti Iskorišdava- Yidi grafikon 28 za Jugoslavija kao i grafikon VIII -"J- za SAD, U ovom poslednjem je eliminisana ciklična komponenta /17 /e Jedan od zaključaka ranije pomenate komparativne analize So Kaznetsa jeste da se9 az odredjen rizik9 može reci da podaci o posmatranim zemloama za dugi period ne potvrdju« ju dosta jednostavne relacije koje sa pretpostavljene a mnogim ekonomskim analizama, naimej blisku zavisnost iz-medja dohotka i aSešda štednje a draštvenom proizvoda kao i izmedja ačešda investicija a društvenom proizvoda ± sto- pe rasta proizvoda A° t str, 55~56/e Varidabilnost g°e veoma velika zbog specifičnosti pooedinih zemalja« vanjajpesursa društva u datim uslo^ima ali ne pokazuju i po-tencijalnih mogudnosti koje bi se mogie ©štvarlti u optijnal-noj sitoacijio Kao aproksimacija definisanog odnosa u konkret-noj situaciji proizvodna funkeija aproksimira veoma apstrak*fcan pojam proizvodnog kapaciteta društva preko efektivnosti fik* snih. fondova pod konkretnim prirodninij demografskimg struk- , tumimj, tehnološkim i institacionalnim uslovimae Pošto se mo-že redi a priori da ni jedna privreda nije idealno organizo-. vana moglo bi se pretpostaviti da empiriSka ©x post proizvod-na funkcija pretpostavlja donja granicu efikasnosti sa kojom. račana konkretna privreda^ Medjatim^ ukoliko se konkretni as-lovi promene proizvodni koeficijenti mogu iz niza razloga i opasti tako da je9 sa te stranej, mogace reci da empiricke vrednosti pokazaju najvedu vrednost ko^u je privreda aspela da realizaje a datim aslovima«, Stoga je stabilnost empiriŠke proizvodne f unkcije na bazi fiksnih f ondova veoma relativna i interval Trednosti unatar koga moga varirati njeni paramet-ri pre nego što se naidje na granice nametnute telmologijom velik« Dakles mada proizvodni koeficijent fiksnila fondova predstavlja ograničenje .jer definiše na koji način je mogače. pomoda porasta fiksnili fondova u, datim uslovima povecati pro-izvodnja ovo je ograničenje dosta fleksibilno i u, osetnoj meri rezaltat efikasnosti organizacije draštva kao celinee Kao tnstrument ekonomske analize na makro nivog, ima proizvodni koeficijent fiksnih fondova svoje dobre i lo<~ še strane0 Empirička istražiiranoa sn pokazala da sa praktič« no sve proizvodne funkcije za global a posmatranim periodima stabilne a vremenu a smisla da test antokorelaeije odstupa-nja nije indicirao nekonzistentnost pretpostaTKe/proizvodne funkcioe (= konstantnog interralnog proizvodnog koeficijenta) sa empiričkim podacimao Ovo važi i za večiniL proizvodnih fun-kcija za definisana Setiri velika sektora9 Mada ova relativna stabilnost kao i značagnost razlika a sektorskim vrednostima proizvodnih koeficijenata (a vecini slačajeva) ukazuje na znatne mogačnosti veoma prost©g gednofaktorskog modela, zna°-čajnost aatokorelacije odstupanja u preostalim slačaje-vima kao i znata® razlike izmedju srednjeročnih i dagorocnih. in- 40 :l tervalnih proizvodnih koeficijenata pokazuju ogranicena spo-sobnost jednofaktorskog modela da adekvatno predvidi kom-pleksne promene u privredie Dok je agregatni proizvodni koeficioent? sa jed~ ne strane, znacajan jer ocenjaje ili predvidja sumami efekt svih. relevantnih faktora8 kogi ukljaČage kompleksne medjuza-visnosti pooedinih delatnosti i jedinica odlu,5ivan,ja9 ova osobina ima9 sa druge strane9 nepovolone posledi©© jer je zbog mnoštva tih faktora prakticno nemoguče pratiti i razgra-niSiti osnovne azroke tili efekatao MelianizanL na kome se zasni-va delovanje privredej, tjo mehanizam odlučivanja na raznim nivoima preko koga se i utice na promene a privredi je ovde samo implicitno sadržan što se tiče njegovog efekta« Takodje, ne samo da odnos izmedja fiksniii fondova i proizvoda ne izra-žava azročna poTezanost u funkcionalnom smisla9 za empiricke vrednosti je i inače veoma teško aproksimirati uzrocne zavis« nosti što se ti5e korespodencije alaganja i rezaltata a vre-mena kao i izmedju sektora zbog medjazavisnosti sektorskih proizvodnih koeficioenata* ell v. feačaj proizvodnog koeficiienta fiksnih fondova je u tome da/aproksimacija funkcije transformacioe ulaganja u f iksne f ondove u povecan;je proizvodnje i da kao takav u svom inverznom obliku predstavija način aproksimacije potreba za f iksnim f ondovima odnosno investicioama za dato povecanje pro-izvodnje,) posmatrano na makro nivou© Zbog toga je za prvu aproksimaciju m©del na bazi proizvodnog koefioijenta operativ-niji od sličnih alternativa $ev se odnosi na u opštem slača-j\i tehnološko najznacajniji faktor proizvodnje i tako najodre-djenije ukazaje na opšte karakteristike razvoja kao što su apsolutni nivo investicija kao i njiliov udeo a društrenom proizvodUj, tjo aprkos svoje jednostavnosti odražava kako pro-izvodne karakteristike privrede^ tako i preferencije društva u odnosu na raspodelu društvenog proizvoda* S tim \i vezi treba naglasiti dve stvari« Sa jedne strane^ proizvodni koeficijent fiksnili fondova kao osno« vna relacija u tom tipu modela ne zavisi od i-aspodele društve« nog prolzvoda izmedja institaoionalnih grapa što je i potvrda 402* njegove pripode9 tjo da odražava proizvodne karakteristike privrede« Sa druge strane^ kada se posmatra namenska raspode-la draštvenog proizvoda trefoa imati a vida da investicije u, fiksne fondove (pogotovo ako se uzimaja samo proizvodni fik-sni fondovi) a odnosa na društveni proizvod još ne predstav-. Ijaju Čisti izraz preferencija izmedju potrošnje i inTestici-ja jer su, zanemarene investicije u obrtna sredstva* (i, even« tualnos, investicije u neproizvodne fiksne fondore)« Kao što smo ranije naglasili9 ačešče investicioa a fiksne fondove u društvenom proizvodu može i precenjivati konflikt izmedja potrošnje i investicija ukoliko se radi o znatnom finansira-nja iz stranih sredstava ©dnosno preko deficita platnog bi-lansao Može se zakljuciti da aprkos jednostavnosti jednofaktorskog modela na kome se baziraj^ proizvodni koefi« cijenti fiksnih fondova ova razmatranja kao i rezultati empi-ričke anallze ukazuja na njihova korisnost kao instrumenta ekonomske analize«, Mada je stalno treba imati u vidu uslove pod kojima je proizvodni koef icijent f iksnih f ondova defini~ san i ograničenja koja ±z toga proizilaze on predstavlja na nekim područjima veoma značajna alternativa drugim instrumen-tima ekonomske analizeo 0 nekim podračjima njegove primene 6e biti govora a sledecim odeljoima0 Primena proizvodnih koef ici.ienata fiksnih f ondova a planiran.ja U ovom odeljka 6emo se zadržati pre svega na principioelnim pitanoima primene proizvodnih koeficijenata z Isti problem se pojavlaaje i na proizvodnoj strani jer pro-izvodni koeficijent fiksnih fondova ne azima a obzir potreb-na obrtna sredstvao Odnos osnovnih i obrtnih sredstava jes-te takodje jedna tehnološka karakteristika proizvodnog pro-cesa s tim da istovremeno sadrži i neke aspekte efikasnosti« Sintetičko posmatranje bi bilo svakako veoma korisno, ali sa podaci kao i analize problematike obrtnih sredstava sa-više oskadni za ta svrha0 Kako sada kolega Lj« Madžar pri» prema jedno opširna stadija te problematike^ kasnije 6e biti interesantno pristapiti jednoj kompleksnijoj analizi« 403 • fiksnih fondova a planirangu, smatragudi da sa pojedini aspek~ ti tog problema ved u celom radu, doYoljno opširno razmotreni na pojedinim mestima© Kako predvidjarge tako i planiranje polazi od analize proteklog perioda da bi se kako kvalitatirao tako i kvantitativno atvrdile dinamičke9 strukturne i institucional-ne karakteristike dosadašnjeg razvoja i početnih uslova sa kojima se ulazi a dalju fazu privrednog razvoja« Zbog toga je istorijska analiza unatar pojedine zemlje superioma u odnosa na medjunarodne komparacije koje moga dati samo veoma aopštena slika nekih najjasnijih tendenciga dok analiza pro-teklog perioda omogadava organska povezanost dveju azastop-nih faza razvoja i kao tak^a može poslužiti kao realistični-ja osnova za predvidjanje budadih kretanja«, S tim u vezi je potrebno opet naglasiti razlika izmedja tehnoloŠkih proizvodnih koeficijenata na nižem nivoa agregacije i empiričkili agregatnila proizvodnih koeficijenatae Pošto se u. planiranja a principa radi sa ex ante instrumenti-ma9 tehnološki proizvodni koeficijenti služe za ocenoivanj© potrebnih investicija na nižim nivoima agregacije kao jedna od tehnoloških konstanti koja j® takodje važna i za odluke 0 izbora investicijae U takvim aslovima ima svoje mesto i analiza pomodu medjusektorskog modela ili na bazi tehnološko determinisanih odnosa koje naglašava 0o Lange / 1! /e To su modeli gde je takodje pretpostavljen stepen iskoriščavarga kapaciteta tako da jedine kvalitativne promene proizilaze iz promene struktureo Isto tako^, proizvodni koeficioenti se mo-ga upotrebljavati i u raznim modelima programiranja /13 /<> Agregatni proizvodni koeficioenti slaže a druge svrheo Kompleksnost prlvrede je ovde svedena na minimum da bi se povecala celovitost posmatranjat zbog toga oe na ^om nivoa teško govoriti o tehnološkom proizvodnom koeficioenta, mada je sektorska struktara privrede jedna od nadvažnijih. determinanti globalnog proizvodnog koef icijenta« Isto tako9 1 ex ante vrednost agregatnih proizvodnih koeficijenata je stoga u vedoj meri arbitrarna ©dnosno neodredjenag pogotovu kada se azme a obzir da bi za ppedvidjanje badndeg odnosa posmatranlb. vari^abli trebalo azeti a obzir sumarni efekat 404* celog niza faktora koji sa kod tehnološkili proizvodnih koef1-cijenata ušli a pretpostavkee Jasno je da se u takvoo situa-ciji kao polazna tačka namece empirička vrednost proizvodnog koeficioenta za taj nivo agregaeije«, Što se tice primene ©mpiričkih proizvodnih. koe-ficijenata na tom nivou. izgleda da o0 prilicno iskristalizi-rano mišl;jen;je da je njihov zadatak u planiranja da poslaže kao struktarna invarijanta a izračunavanja prve ap Dksimacije plana (vidi npro A0 Orthaber /L4 / i B0 Horvat /7 /9 kod nas to sledi i praksa za srednjerocne planove)o Njegova koris-nost za planiranje naglašavaja i^ Gaathon /6 /9 P0Se Ma-halanobis / 13 /, razne agencije Wl6//18/jPoKe Sen / 15 /, AoKc Cairncross /2 / itd« Zadatak prve aproksimacije plana je u tome da da ocena badaceg privrednog razvoja I u Yezi s tim namenska raspodela draštvenog proizvoda na osnova kojih se onda može pristapiti detaljnijem planiranju, strokture potrošnjeg proiz-vodnde i investicija na bazi konkretnijih oblika zavisnosti u pooedinim sektorima i, azimajaci a obzir institacionalne uslove i konkretne pojavne oblike tili veličina8 kroz potrebni broj iteracija postiči potrebna straktarno, askladgenoste Na taj način ce se formirati i ex ante vrednost proizvodnog ko-eficijenta koja je predvidjena planome Naimej, ona je u prin-cipu različita od vrednosti upotrebljene za računanje prve aproksjjaacijeo Prva aproksimacija na bazi proizvodnog koefici-jenta zaliteva dv^ osnorae relacijes proizvodnn funkcija na bazi fiksnih fondova ko^a odredgaje kretanje proizvodnog ko» eficioenta (I koja sadrži pretpostavka 0 efekta ostalih, fak-tora)9 sa jedne strane^, i porast fiksnih fondova kao jedinog eksplicitnog proizvodnog faktora5 sa droge strane« Što se ti» 6e proizvodne funkcioe njena ekstrapolacija je ispravna u slačaja ako se ne ošekuje da ce u datom periodu nastupiti neke kvalitatirae promene koje če značajno uticati na vred-nost njenih parametara« Ukoliko sa takve korekcije neizostav-ne^ onda ih treba primeniti ved a modelUo* Porast fiksnih. * Za problematika stabilnosti proizvodne f unkcije u vremenu vidi detaljnije u IY glavie 405* fondova je u modela u VII glavi definisan pomoča dve jednači-ne, jedne koja definiše nove inTestieije kao priraštaj fik-snih fondova (o redu aproksimacije u ovom slučaju je bilo vec govora) i druge koja je instrumentalnog karaktera i postavlja nove investicije kao funkciju dohotka* Dakle9 cak i na ovom nivou apstrakcije je ve6 neophodno specificirati društvenu odlaku o namenskoj podeli društvenog proizvoda da bi model bio potpune Ukoliko radimo sa višesektorskim modelom, pot-rebna je i dalja odluka o sektorskoj distribuciji tako atvr-djeniJb. investicija člme se još više naglašava da i ovako jednostavni modeli sadrže a sebl jednu bitna karakteristika planiranja - izbor izmedja Tiše alternativa koji treba da bu-de po mogudnosti optimalan«, Medjatim9 te odlake sa veoma uopštene i zbog toga oe njihovu optimalnu vrednost teško bli-že odrediti tako da se obično pristapa račonanju više alter-nativnih varijanti prve aproksimacije plana \x zavisnosti od instrumentalnih veličina a cilja ispitivanja efekata unutar intervala gde se očekuje optimum, Konačna odlaka je tek rez-altat kasnijih faza plana kada je i niz drugih. ciljeva azet a obzir« Nevolja koja smanjaje poazdanost projekcija ovog modela i sprečava da bi u praksi on mogao dati zadovoljavaju-6i odgovor a pogledu optimalne stope rasta jeste u tome da jet sa jedne strane, formalno u modela proizvodrafunkcija nezavisna od namenske raspodele draštvenog proizvoda dok, sa druge stranej, a priori razmatranja proizvodnog kapaciteta privrede i empirički rezaltati a ovom rada pokazaja da je in- % Ukoliko bi želeli dobiti podelu društvenog proizvoda na in-vesticije i potrošnja^ morali bi uzeti a obzir i investici-je a neproizvodne fiksne fondove i obrtna sredstva« U prvom slucaju se može pomoci sa proizvodnom funkcijom na bazi ukupnili fiksnih fondova9 dok se potrebe za obrtnim sredstvi-ma mogu u prvoj aproksimacioi oceniti preko nekog odnosa sa fiksnim f ondovima* .A« Orthaber definiše izradu plana kao postupak optimalnog izbora izmed;ju mogačiii varijanti sa istovremenim uskladji-vanjem prihvadenih odluka / 14 9 str« 273/« 406. tervalni proizvodni koefieijent posle neke odredjene grani~ ce opadajuča faakeija stope učešča irnresticija a društvenom proizvodu (odnosno9 brzine rasta fiksnih fondo^a)« Teoretski, Bo Horvat zaključuje da je maksimalna stopa rasta proizvod-nje u oncg tačei gde 3e elasticitet intervalnog proizvodnog koeficijenta u zavisnosti od stope ucešda investicija u druš-tvenom proizvodu jednak -1/8 /© Praktično je veoma teško re6i gde leži ta granica jer ona ne zavisi samo od veličine investicija a draštvenom proizvoda ved i od sektorske distri-bucije investicioa0 Naime9 gornji nacir tražei^ftiaksimalne stope rasta ne sadrži strukturni aspekat^ a apoorpcioni ka-pacitet privrede je baš a velikoj meri zavisan od askladje-nosti u privredi i njegovi prvi znaci se pooavlju,ja u kon-kretnim askim grliniaa Ukoliko su ona na vreme otklonoena on-da se negativni efekat sporije ispoljava«, Sa druge strane^ ranije smo videli da ge i spori privredai rast ne@fikasano Ove konstatacije 30Š gednom potvrdjuja važnost faktora različitih od kvantiteta fiksnih fondova za privred-ni rasto Investicije u obrazoYanje i u dobra organizacija privrede moga biti9 indirektno8 daleko unosnije nego direk-tne investicije a fiksne fondove* Odnosno9 mada proizvodni koeficijenti predstavljaju u postapka planiranja struktarne invarioante^ oni sami zavise od odluka koje sadržava plan, sa jedne strane$ d©k ex post proizvodni koeficijent a odno-su na ex ante koeficigente zavise još i od efikasnosti spro-vodjenga plana odnosno donošenja odluka na svim nivoima^ sa druge stranee Očito je da se zbog kompleksnosti problema optimum ne može iznadi na tako visokom nivou, agregacije jer je saviše malo relevantnili faktora uzeto u obzir« I pored toga se može smatrati da model na bazi proizvodnog koeficijenta zadovoljava potrebe prve aproksima-cije plana« Bmpirička analiza je pokazala da postoje uprkos razmatranim ograniSenjima neke zakonitosti koje9 mada ih. možemo ispitivati samo parcijalnoj ukazaja na odredjena em~ pirička stabilnost proizvodnih koeficijenata odnosno na . odredjenu pravilnost njihovih promena« S tlm u vezi je na-glašena važnost adekvatnog d^finisanja statistickih agregata, 10 •¦.&L¦;.w j • . . ¦...¦¦". ; ¦¦. 407o sa jedne strane9 i metoda izraSunavanga proizvodnih. koefi-cijenata, sa druge strane8 da bi se postigla što veca poazda-nost i aplikativnost rezultata« TJpotrebljen je metod prolzvodne fuukcije i kao najsvrsishodniji statistički agregati relevantnih varijabli izabrani su, nova "vrednost fiksnih f ondova i draštveni proiz-vodo Razradjena je i metoda kak© na bazi investicija utvrdi-ti intervalni proizvodni koeficijent i neke drage karakteri-stike proizvodne funkcige na bazi fiksnih fondova© Uprkos tome što se proizvodne funkcije baziraju na empirickim poda-cima i što sa zapažene velike varioacije a godišnjim intep-valnim proizvodnim koeficijentimas, asocijacija izmedga fik-snih fondova i društvenog proizvoda je statisticki značajna \i praktično svim slu5aoevima0 U velikoj večini slacajeva su koeficijenti kore-lacije veoma visoki« Izazetak u tom pogleda je poljoprivreda što ukazuje na činjenicu da je u poljoprivredi uticaj onili f aktora koji nisa korelirani sa f iksnim f ondovima veoma zna-Sajan i da u, poljoprivredi ova proizvodna funkcija nema to-liko čvrstu podloga za objašndavange nego u dragim sektori« ma (vidi odeljak o poljoprivredi a V glavi)« Slična je situ-acija u radno intenzivnim sektorima kao što su gradjevinar-stvo i zanatstvoe Medoatinij, agregat ostalo pokazuje empirič-ki dovoljno 5vrste odnose0 I ispitivanje linearnosti proizvodne funkeije na bazi fiksnih fondova odnosno rgezine stabilnosti u vreme-nu je za posmatrane srednjeroSne periode od približno jedne dekade dalo u celini zadovoljavajuče rezaltate« Test značaj-nosti aatokorelacije odstapanja od proizvodnUi funkcija na . bazi fiksnih fondova je pokazao da empirički odnosi nisa ne-konzistefcntni sa pretpostavkom lineame proizvodne funkcije na bazi f iksnih fondova (= konstantnog intervalnog proizvod-nog koeficijenta za taj period izvedenog iz proizvodne fun-kci^e) \x oba globala kao i a preko 2/3 posmatranih, velikih % Ovo razmatranje se uglavnom odnosi na globalne proizvodne koeficijente i koeficijente za 5etiri velika sektora koja smo u ovom radu detalonije ispitivali© 408 o sektora & Jugoslaviji i našim republikama kao 1 u Izraela^ Kanadl i Velikoj Britaniji« Mada to ne predstavlja dovoljan aslov da bi se moglo zaključiti da ce ekstrapoiaci;)a tih. pro-izvodnih funkcija dati zadovoljavaoude rezaltate (zbog moguc-nosti takvih kvalitativnih promena odnosno promena ekonomske politike koje bi mogle značajno aticati na promenu parameta-ra proizvodnih fuukcija) Ipak predstavljaja ovi rezaltati znacajnu informacija o meri poazdanosti koja možemo ocekivati od tih relacija© Pristap na bazi empiričkih proizvodnih funkcija se pokazao znatno efikasnijim od doFadašnjlb. metoda izračuna-vanja proizvodnih koeficijenata štone znaci samo povečanje analitiSke vrednosti tako dobidenih proizvodnili koeficijena-ta ve6 i solidniju ocenu za predvidjanjeo Yed a analizi pro-teklog perloda se pokazalo kolika je /ažnost što boljih oce-na početnih uslova da ne govorimo o vrednostima parametara« Metoda 3» korelacioa godišnjih vrednosti novlh, investicija i priraštaja proizvodnje9 oe iz ranije diskntovanih razloga da-la veoma loše rezaltate tako da je neapotrebljiva« Dve rela-tivno bolje alternative investicionih modela - metoda 4 daje u vedini slucajeva niže a metoda 5 više numeričke vrednosti intervalnog proizvodnog koeficijenta nego metode 112 (koje daju. najsliSnije rezaltate jer obe predstavljaju a suštini modele na bazi Jfiksnlb. fondova) - su takodje nepovoljnioe«* Rezialtati ispitiTanja relatiTOih razlika snma . kvadrata ©dstapanja ©mpiričkili vrednosti draštvenog proizvo-da od ocenjenlh vrednosti na osnovu, pojedinih metoda pokaza-j\i da je u proseku najbolja alternativa proizvodnoj funkciji na bazi fiksnih fondoTa metoda 29 tje metoda kumalacije pri-raštaja koja koncepcijski takodje predstavlja model fondova* Od investicionih, modela je u celini najboloa metoda 5? pros-ta aritmetiSka sredina godišnoih Trednosti intervalnog proiz- ac Principijelno razmatranje različitih metoda dato je u gla-vi IV9 dok su, karakteristike i način empiričke verif ikaci-je tih zakljačaka obrazložene u odeljku. o rezaltatima al~ v ternativnih metoda izračunavanga Intervalnog proizvodnog koef icijenta za Jugoslaviju u giavi V« 409 ¦ vodnog koeficijenta Tabela 57 Distribacija frekvencija relativnih razlika suma kvadrata odstupanja empiričkih. vrednosti ©d, ©cenjenih ^rrednosti draštvenog pr@izvoda %& izvodnog JrkU Oj, oLU J ,jenta M e t o d a Ukupno 2 4- 5 1,0 - 1 »5 23 11 18 52 1,5 - 2 ,0 8 r-l 12 35 2,0 - 2 *5 9 3 11 23 2,5 - 3 ,o 11 1 3 15 3,0 - 3 »5 6 4 3 13 3,5 - ^ ,o 2 1 3 6 preko 4 puta — 24 9 33 .Vrednosti u tabeli odnose se na Jugoslaviju. u celi-ni, šest repabllka9 Izrael^ Kanada i Velika Britanija i to na "ukupno", privredu i četiri velika sektora« U više nego 5o^ slučajeva obe metode daju dva pata veča sumu kvadrata odstapanja nego ocene na bazi proizvodne funkcije prema meto-tu najmanjih kvadrata« Posle metode 3? najlošija je metoda 4, gde su odstupanja a preko 4o% više nego Setiri pata vedee Velika važnost adekvatnih ocena početnih uslova vidi se kada uporedimo ocene po metodi 1 i metodi 29 koje se razlikaja samo \x tome da se ove druge donose na osnovu vred« nosti fiksnitL f ondova i proizvoda za prvu i poslednju, godinu perioda dok linearna regresija uzlma u obzir podatke za sve godinee Tako samo zbog ove razlike metoda 2 daje u približno polovini slaSajeva ocene čija suma kradrata odstapanja je vi-Še nego dva puta veca od onih na bazi linearne regresije« Pored toga, analiza na bazi proizvodnih funkcija se pokazala kao dosta efikasniji diskriminator pojedinih. al-ternativnih hipoteza, pogotovu u slučaju intervalnog proizvpd-nog koeficijenta<> Od posebnog značaja je ispitivanje stabil« nosti proizvodne funkeije u vremena kao metod empiričke veri-fikacije pretpostavke o konstantnosti intervalnog proizvodnog koeficijenta koja karakteriše modele na bazi proizvodnog ko- 410 ¦ eficioenta odnosno predstavlja opšte prihvadenaj, mada ne i dovoljno ispitivana hipotezu* Takodjej, rezaltati na bazi pro-izvodne funkcije sa a nmogim slacajevima osetno utieali na poboljšanje kvaliteta analize jer su otklonili efekat slučao-nosti koji proizilazi iz empirickih vrednosti izračunatih, na bazi prve i poslednje godineo Konstruisani modeii na bazi proizvodne funkcijej kako globalni tako i višesektorski^ su \xz relativno male do-datne komplikacije ačinili model rasta fleksibilnijim9 što je pozitivno uticalo kako na njegove analitičke mogačnosti tako i na njegovu aplikativnost za prognoziranje i planira-njec Glavnl problem kcgi sprečava da bi ovaj model poslažio za nešto više nego prvu aproksimaciju jeste u, zavisnosti glo-balnog proizvodnog koeficijenta od stope ačešda investicija u draštvenom proizvoda a globalnom modelu odnosno još i od sektorske distribucijs investicija a višesektorskom modeluu Pored togaj, ostage još i dilema da li predvidjati društveni razvoj na bazi globalnog ili višesektorskog mode-la©1 Prakticno je svakako bolje azeti u obzir obe alterna-tive, jer 60 se izbor najbolje varijante ionako izvršiti tek u kasnioim fazama planiranjao Neizostavno treba raditi anali-ti5ki višesektorski model dok je njegoTa poazdanost za ekstra= polaciju zavisna od toga da li se radi 0 velicini instrumen-talnih. parametara koji diktiraja takav razvoj da se postode-6a medjazavisnost izmedja sektorskih proizvodnih koeficije-nata neče poremetitio Naime9 treba imati u vida da sektorski proizvodni koeficijenti implicitno sadrže i medjusektorsku struktura kao i strukturu avoza tako da je moguči uzrok nega« tivne korelacije izmedja sektorskog intervalnog proizvodnog koeficijenta i brzine porasta fiksnih fondova a tom sektora (ovaj oe rezultat odluka? tjo vrednosti instrumentalnih vari-Jabli u modela) i asko grlo a jednom od povezanih sektora (npre \x saobracaju ili ograničenga uvoza)e x Vidi i razmatranje u III i VII glavio 411. Važno je takodje aočiti da de biti tačnost predv*-. djanja modela zavisna od dva elementag prvo9 da li smo ekstra-polacijom ili drugacije pretpostavljenom proizvodnom funkcijom pravilno predvideli odnos izmedja proizvoda i fiksnih fondova (uticaj ostalih faktora) i drugo^ da li se obezbedilo ostva-renje odluka koje su preko instrumentalnih varijabli unesene u model (tjo da li je povedanje fiksnih fondova bilo takvo kakvo je bilo predvidjeno)e U analitickom modela je ovo auto-iaatski uzeto u obzir jer se radi o ex post analizi i ispitu-je u kolikoj meri može model obrazložiti razvoj \x odredjenom periodUo Za planski model je9 medju.tim9 otvoreno pitanje da li 6e se instrumentima ekonomske politike aspeti obezbediti realizaci^a odluke sadržane u. vrednosti instrumentalnili va-rijablio Pošto smo vršili analizu, proteklog perioda na osnovu stalnih cena 195^o godine treba u. planskom modela une-ti korekcija pomoda koje se dobija cene tekučeg perioda da bi na taj način obezbedili realnost ocene potrebnih investi-cija i namenske raspodele draštvenog proizvoda na početku planskog periodao Ovo^ medjutim<, nipošto ne menja interpreta" ciju proizvodnog koeficioenta ukoliko bi bilo vrednovanoe po cenama tekadeg perioda konzistentno sprovedeno© Ukoliko to nije slačaj^ ako se to radi pomodu, veoma grabih indeksa cena moga se uneti neke nove diskrepancioe« Analizaf koja je preduslov svakog aspešnog plani-ranja, je za Jugoslaviju i repablike izvršena prilično obim-no na drugim mestima \i ovom radao Za makro analizu proizvod« nih koeficijenata je karakteristično da možemo uočiti samo najjasnije tendencige i veze dok se osnovni azroci i mehani-zam odlaka koji je doveo do tih sumarnih rezultata ne mogu astanoviti pomoda ovakvog sintetiSkog posmatranja© Jedna od najvažnijih determinanti veliSine i promena proizvodnih koe-ficijenata je sektorska struktura privrede^, tjo i empirički proizvodni koeficijenti sa u velikoj meri tehnološko determi-nisanio Mada su fonairana četiri sektora iscrpila a velikoj meri efekat struktarnih razlika9 dalje informacije o struk-turnim karakteristikama unatar tih sektora sa potrebne za . bolju. interpretacija promena a ovim proizvodnim koeficijen- 412 o tima9 a neophodne za detaljnije planiranje u kasnijim faza-ma plana« Drugi najvažniji faktor utieaja na proizvodne ko~ eficijente pomernitog modela za prva aproksimacija jeste odnos izmedju intervalnih proizvodnih koeficijenata i brzine rasta fiksnih fondova odnosno učesca investicija a društvenom pro-izvodiio Mada je empirički veoma teško precizirati ta veza, ranije atvrdjene tendencije treba svakako imati a vida Ye6 u ovoj fazi plana mada 6e ngihov krajnji efekat zavisiti i od konkretizacije odluka u kasnijim fazama plana* Ostali zaključci su manje direktno vezani za pri-menu proizvodnih koeficijenata fiksnih fondova a planiranja kao strukturne invarioante a modela za prvu aproksimacija, mada je njihov znacaj za planiranje i ekonomsku politika teš-ko formalno razgraničiti jer sa ova dva aspekta vodjenja privrede nerazdvojno poTezana« Znača.1 proizvodnih. koefici.jeiaata fiksnih fondova za ekonomska analiza i proveravan.je efikasnosti ekonomske politike Glavne karakteristike proizvodnih koeficijenata fiksnih fondova kao instrumenta ekonomske analize obradjene su ved a prva dva odeljka ove glavej, kao i na drugim mesti~ ma a ovom radu? pogotova a III glavis, tako da 6emo ovde do-dati još samo neke opšte napomenee Proizvodni koeficijent fiksnih fondova je kao instrument ekonomske analize skorijeg datuma9 šire intereso-vanje za njega pocinje tek a 50~tim godinama ovog veka kada se taj pojam kao i rgegova primena sve viŠe nalazi u ekonom-skoj literatarie Odnos utrošaka i proizvoda je jedan od najznačaonijih. karakteristika ekonomskog procesa i proizvod« ni koeficijent fiksnili fondova je jedan od odnosa tog tipa0 ~~" Videli smo da i on potice iz pojma proizvodne funkcije^ koja predstavlja tetmološki odnos izmedja proizvo- da i pojedinih. faktora proizvodrge«,* U praksi je potpuno specificirana proizvodna funkcija zamenjena simplificiranom proizvodnom funkcijom3 u, ovom slučaju sa kao jedini ekspli-citni faktor proizvodnoe uzeti fiksni fondovi« Kao najacSesta-lija makro proizvodna funkcioa pcgavljuje se Coteb-Douglasova funkciga kcga uvodi kao eksplicitne faktore proizvodnje rad i kapital« Ipakj, u ovom radu, 30 izbor pao na proizvodnu fun-kciju na bazi fiksnih fondova jep je ona najpodensigi metodo™ loški instrument za Ispittvanje karakteristika proizvodnih koeficioenata dok pretpostavlgena sapstitacijabilnost rada i kapitala331^ a Cobb-Douglasovoj funkciji uvodi probleme kako u izračunavanja (zbog velike korelacije izmedju rada i kapi-tala s\i parametri nepoazdanig tje multikolineamost dovodi do velikih standardnih grešaka parametara) tako i u inter^-pretacioi (razdvajanje efekta pojedinih faktora proizvodn^e je dabiozno)0 Mogli blsmo redi da interesovanje za proizvodni koeficijent a dragoj polovini ovog veka indicira velike promene a alozi ekonomske naake kao faktora društvenog raz-voja u vezi sa promenama u svetiio Makroekonomska analiza je postala sve interesantnijaj, ne samo a teoretskom pogleda kao jedan metod apstrakcije od kompleksnosti privrede vec i kao osnova za asmeravanje priirrede i elemenat za ubrzanje pri-vrednog razvoja© Mada uzroci nisu bili istovetni9 shvacanje K Ve Leser ističe da izmedja koncepeija proizvodne funkci-je a ekonomskoj teoriji i ekonometriji postoji razlika a naglaska na pojedinim aspektima« U ekonomskoo teoriji je oblik proizvodne funkcio© posmatran kao elemenat kojiuči-če na odluke proizvodjača u. pogledu kombinovanja pojedi-nih faktora proizvodnoe u zavisnosti od njihovili relativ-nih. cendo U ekonometriji glavni interes leži u, odnosa • faktora proizvodnje i proizvoda kao takvog i u numerič-koj vrednosti konstanti koje alaze a ta relacijag bilo da se radi o mikroekonomskom ili makroekonomskom pristupa «2t E« Bomar naglašava da ukoliko bi bili kapital i rad lako i slobodno sapstitucioabilni onda njiliovi koeficidenti a odnosa na proizvod ne bi bili od posebnog značaja« Tradi~ cionalno tretiranje ponašanja predazeda preko kriva troš« kova je praktično dovelo do izostavljanja pogma kapaci-teta» Medjatim, bez koncepta kao što je kvantitativni od-nos kapitala i proizvoda je teško rešavati probleme neis-korišcenih kapaciteta / 4 /© 414. da je društvena zajednica u odredjenoj meri odgovorna za ekonomski razvoj svugde naglo povecava značaj i intenzitet ispitivanja na makro planu mada stepen i oblik implementaci-je zaključaka te analize zavisi od institacionalnog sistema« ZnaSajan porast broja socljalistickili zemalja je a velikog meri doprineo jasnijem naglašavanja razlika izme-» dju društvenih i pojedinačnih kriterijuma za vodjenje eko-nomske delatnostif kao i takmičenju, sa ostalim zemljama jer su društTeni kriterijumi ovde i u praksi pretpostavljeni po-Oedinačnim kriterijumimao Zapadne zemlje sa takodje^ poače-ne lošim iskastvom kriza i planskim režimom za vreme rata, sve više razvijale makroekonomsku analiza i mnoge nove meto-de sa ovde razvite ali je stepen i naČin uticaja na privreda različit u različitim zemloama« Za nerazvijene zemlje koje sa tek dobijale politika slobodu9 je ekonomski razvoj zah« tev pokrenat željom za ekonomskom nezavisnošda i podizanjem životnog standarda po ugledu na razvijene zemljeo Efikasno planiranje može predstavljati značagan faktor da se aprkos lošoj početnoj situaciji ta transformacija izvrši što efi-kasnije© Ukratko9 mnoga područja ekonomske teorije i kon« vencionalna teorija kapitala posebno nisa više relevantna za ovu svrha odnosno ovaj nivo posmatranga i novi instrumen-ti ekonomske analize kao npr« medjasektorska analiza, društve-no računovodstvo9 proizvodni koeficidenti pokazuju okuplra-nost jednog dela ekonomista sa makroekonomskim zavisnostimao Tako se npr0 a teorioi kapitala ekonomisti^ kako kaže Ao Cairncross / 2 /, osedaju nezgodno izmedou dve koncepcijes teorije kapitala, koja nije bila dosta zainteresovana za dinamičke i kumalativne promene kada bi proizvod rastao^ koja naglašava marginalnu efikasnost kapitala i teži ka o-brazloženja fenomena interesne stope* sa jedne strane^ i makroanalize pomoda proizvodnih koeficioenata koja se kon-centriše na rast kapitala i proizvoda te ostavlja probleme alokacije i distribucije a dragi red? sa druge straneo Oo Eckstein je bio u tom pogleda još eksplicitni-ji kada razmatra primenjivost konvencionalne teorije kapi- 415. tala u planirargu privrednog razvogao On smatra da ova te-orija kapitala nije teorioa razvoga jer njezlna formalna struktura i osnovni postalati ne uzimaju a dovoljnoj meri a obzir realnost da bi njlhova direktna primena dala zadovo-Ijavajade rezaltateo Ova teorija je bila razvijena u, doba kada su te teorije retko verificirane pomodu empirickih pos-matranja i zakljaSaje da? pošto je konvencionalna teorija kapitala samo u, veoma ogranicenoj meri relevantna za plani~ ranje privrednog razvoja, se treba nadati da ce skromniji empirički pristapi biti korisniji za planere /5 /e Videli smo da je dobra strana proizvodnih koefici-jenata što daju. sumarni efekat delovanga svih ostalih. fakto-ra, a da je noihova loša strana neodredjenost stvarnih azro= ka njihovih promena u smislu konkretnih straktarnili i insti-tacionalnih faktora ko,ji su doveli do te promene« Odnosno^ dok razne sheme maksimizacije daja zamišljena slika delova-nja melianizma ekonomskog sistema i iz toga ponašanja se gra-di konacni rezultat kao posledica niza pojedinačnih odluka ali je ocito da ti rezultati nisa nažno i optimalni sa druš-tvenog stanovišta niti aditivni zbog medjazavisnosti a priv-redi? dotle proizvodni koeficijenti polaze od krajnoeg rezal-tata sa društvenog stanovišta« Pre svegaj, kao rezultat je azet draštveni proizvod kao agregat narodne privrede. Kao takav odražava proizvodni efekat celog draštva, a uporedjage se sa svim fiksnim fon-dovima tako da bismo proizvodni koeficijent po analogiji sa profitnom stopom u ekonomskoj teorioi mogli smatrati dru.štve«-nom stopom "profita^o Dok se kod profitne mere aporedjaje samo dohodak oedne institucionalne grupe sa uloženim sredstvi-ma, proizvodni koeficijent to radi sa stanovišta svih doho-daka u. draštva bez obzira na njihova distribacija« Zbog toga je^ proizvodni koeficijent I aziman kao m8ra ekonomske efikasnostl i društvene rentabilnosti inve-sticija (vidi Do Vojnic / 20 /) odnosno instrument za mere- % Za razmatranoe pojmova relevantnih za planska privreda vidi Bo Horvat / 8 , glo 4 i 5/« 416. nje makroekonomskog investicionog ačinka /1 /o Medjatim, analogija sa profitnom stopom koju smo gore izneli nikako ne znači da zbog toga što je profitna stopa kriterijum za inve-stiranje u kapitalističkoj privredi proizvodni koeficijent treba da bude krlterij za investiranje u privredi9 pogotovo socijalističkoos, ili da je on adekvatna mera efikasnosti privrede* Mada oe što veci proizvod po jedinici uloženih sred-stava svakako poželjanj, proizvodni koeficijent ne samo da ne uzima u obzir ostaliii utrošaka (a efikasnost treba shvatiti kao odnos rezultata i svih upotrebloenih ili cak raspoloži-vih resarsa) ved fiksni fondovi odnosno investicije (mada naoznačajnioi proizvodni faktor sa tehnološkog stanovišta i kao takav značajan za planiranje) ne predstavljaju. proizvod-ni faktor u odnosu na koga se u krajncg meri optimizira pro-izvodna delatnost« Stoga proizvodni koeficijent fiksniii fon-dova ne zadovoloava kao kriterijum za investiranje« Naime? sa draštvenog stanovišta Je rad onaj specifični faktor u odnosa na koji se optimizira proizvodna delatnost jer ne samo da je povecanje proizvodrge (odnosno potrošnje) po za-poslenom odnosno stanovniku cilj te aktivnosti - dok je po-vedanje proizvodnje po jedinici fiksnih fondova samo jedno sredstvo da se dodje do tog cilja — več treba imati a vida i jednu specifičnost Ijadskog faktora proizvodnje « postoja-nje strukture preferencija izmedju proizvoda i dokolice« Tako proizvodni koeficijent nije ni mera opšte efi-kasnosti privrede kao celine u smislu da se može redi da vi-ši proizvodni koeficijent nažno znači poboljšanje efikasnos-ti privrede odnosno obrnutoo Mada je jasno da su empiričke vrednosti proizvodnih koeficijenata pored tehnoloških fakto-ra u velikoj meri zavisne od organizacioe privrede? praktic-no je nemogače odvojiti u empiričkoj proizvodnoj funkcioi aspekat proizvodne funkcije kao tebnološke relacije sa viso-kim stepenom avitonomije od organizacije i sistema preferen-cija i stimulansa u kojima se odvija ekonomski proces« Pre svega8 teško je definisati kriteriQum u odnosa na koga treba vršiti aporedjenje date situacije mada še u principu može postalirati da je što bolje iskoriš6avanoe postodečitL fiksnih 4X7. fondova jedan od zadataka društva kao eeline koje ga obezbe-djuje efikasnom ekonomskom politikonu Jedna od mogučnosti je uporedjivanoe sadašrge situ-acije sa nekom hipotetickom9 ali se obicno uporedjenja "vrše izmedju pojedinih empiričkih vrednostie Za kratkorocno pro-veravanje efikasnosti ekonomske politike pomoca proizvodnUa koeficijenata postoji jedan osnov koji je ved ranije detalj-nije razmatrane Naimej fiksni fondoTi su fond varijabla dok noihova upotrebna vrednost kao faktora proizvodnje predstavlja tok proizvodnih usluga koji zavisi od "trece dimenzije" fiks-nih fondova^ tje stepena njihovog iskoriščavanja unutar odre-djenog kalendarskog perioda« Stoga se nivo korišdenja kapaci-teta odnosno varijacije a tom korišdenju moga smatrati jed™ nim merilom efikasnosti upotrebe fiksnih fondoTa® Naimep tre-ba naglasiti da uprkos tom® što se varijacije u. korišcenju kapaciteta manifestaja a varijacioama ovako definisanog pro-izvodnog koeficijenta9 one predstavljaju. samo sumaran izraz delovanja drugih. azročnih faktora, tjB ove varijacije su posledica osnovnih uzroka mada su formalno azrok varijacija u proizvodnim koef icijentima« Postoji niz faktora koji atiču na korišdenje kapa-citeta9 a preko toga i na efikasnost a odredjenom periodu kao i na ukapna efikasnost fiksnih fondova© Tako efikasnost zavisi od efikasnosti same investicione odluke9 s jedne stra« ne, i od efikasnosti eksploatacije fiksnih fondova9 sa drage strane« Ove dve komponente predstavljaju jedna celina« Lo-še odabran investicioni projekt 6e životariti Čak az efika-snu organizaciju, greške a procesa investiranja su veoma skape jer se protežu, kroz ceo vek trajan^a fiksnih fondova ili pak znače gubitak uloženih sredstava« Proces donošenja investicionih odluka je veoma komplikovan i odgovoran zbog toga što se radi o sredstvima sa dugim vekom traoanja^ a u oednom takvom perioda menja se teliaologioa kao i struktura tražnje aporedo sa aslovima privredjivanjao Bez obzira na te objektivne teškoče očito je da je nažno posvetiti više pažnje politici i sistemu investiranja kao jednoj važnoj determinan-ti efikasnosti fiksnih fondova«, Zbog velikog obima i dinami-ke investicioa a našoj privredi sa ovi efekti i kvantitatiTOo 418. veoma značajnie Na iskorišcavanje kapaciteta fiksnih fondova u ek-sploataci^i utiču dve grupe faktora, mada ih je astvari pone-kad teško razgraničitio To su ©fikasna organizacija unutar preduzeda, sa jedne strane, i efikasna organizacija narodne privrede kao celine? sa druge strane, koja vodi racuna o strukturnim i makroekonomskim zavisnostima a privredi kao i što efikasnijem privrednom sistemu stvarajudi tako preduzecu. okvir i aslove za rgegovu delatnost«, Očito je da svaka vrsta problema zaliteva svoj specifični nacin rešavarga0 Tako 6e tra-ženje unutrašnjih rezervi dati rezultate na odgovaraoačem podračga, ali nece na primer rešiti problem nedostatka elek-trične energije ili reprodakcionog materijalao Sa druge stra-ne, obezbedjenje materioalnih. uslova proizvodnje još ne zna-5i da 6e ih preduzece koristiti na najoptimalnioi načine U jugoslovenskcg privredi rezerve postoje na oba nivoa tako da i akcija za obezbedjenje vede efikasnosti privrede a celi-ni treba da ide aporedo na oba koloseka« Ipak ostaje atisak da se značaj rezervi na nivou narodne privrede ponekad pot-cenoaje, da se potcenjaje verovatnost veoma visokih prinosa9 sa stanovišta privrede u celini kao i preduze6a? investici-ja a istraživange struktarnih i makroekonomskih zavisnosti a privredi kao i u rad na privrednom sistema« Ukoliko se pretpostavi da na kratki rok nema veli-kih. promena u tehnološkim karakteristikama i strukturi priv-rede onda bi varijacije u proizvodnim koeficijentima mogle da služe kao mera promena efikasnosti iskorišcavanja fiks-nih fondova, a istovremeno i kao mera kratkoročnih promena što se tiče efikasnosti ekonomske politike mada su tu uklju-čeni i slačajni faktori, Tako u odredjencg meri odstapanja od proizvodnlh funkcija na bazi fiksnih fondova ukazuju na uticaj ekonomske politike uprkos tome što se kod nas a jed-noj dekadi brzog razvoja osetno promenila i struktarae U pri-log ove Mpoteze da su neki opšti faktori značajno delovali na odstupanja od proizvodne funkcioe govore zapažanja da se u istoj godini, ili 5ak a periodu od više godina, odstupanja nalaze sa jedne strane nalte linije za sve ili večina sekto-ra \i pojedinod zemlji ili republici, sa oedne strane, odnosno 419. da se odstupanja za pcgedine republike takodje grapišu a da-toj godini sa iste strane nulte linije kada se posmatraja za global odnosno pojedine sektore odvojeno© Tako smo videli za industriju, dosta izrazitu sinu-soidu tih odstupanja u. 50-tim godinama, faktori specifični za pojedine republike su, veoma malo dolazili u obzir kod obrazloženja godišnjih devijacija« Promene u gradjevinarstvu su direktno posledica dva različita potperioda što se tiče inv^sticione politike u posmatranom razdobljuu Ne samo vremenski raspored odstupanja, vec i sama-veličina odstapanja govori o efikasnosti ekonomske politike0 Naime9 manja odstupanja znače veča stabilnost privrede, a uravnoteženost privrednih kretanja je jedan od naovažnijih zadataka planiranjao Smanjivarge godišnjili varijacija a po-ljoprivredi a dragom dela perioda bi se moglo označiti kao efikasnija organizacioa poljoprivredne proizvodnje ukoliko ne bi bilo postignuto u periodu stagnacije poljoprivredne proizvodnje«, Treba imati a Tida da se ovde ne govori o efikas-nosti u smisla rentabilnosti jer proizvod kao i fiksni fon-dovi po stalnim cenama odražavaju takozvane realne velici« ne i proizvodna funkcija na bazi fiksnih fondova predstavlja ocenu. proizvodnih efekata fiksnili f ondova i ostalib faktora proizvodrge a smisla odnosa pro^zvoda i realnih f aktora pro-izvodnje a ne noihovih vrednosnih izraza na koje obicno ati-5a instrumenti ekonomske politike* Analiza pomoda proizvod-nib. funkcija na bazi fiksnih fondova je interesantna za proveravanje efikasnosti ekonomske politike i organizacije u privredi zbog toga jer je a varioacijama proizvodnih koe-ficijenata ved eliminisan uticag kvantiteta fiksnih fondo-va kao veoma važnog materioalnog proizvodnog faktora« Ipak9 osnovni smisao proizvodnog koeficioenta je a tome da služi kao proizvodna relaciga koja ocenjaje tehno-loško organizacioni odnos Izmedja kvantiteta fiksnih fondova i proizvoda i tako aproksimira mogucnost transfonaacioe alo-ženih sredstava a povečanoe proizvodnje u datim uslovima© Vi~ deli smo da je ovo ograničenoe u praksi dosta fleksibilno i 420, i da u osetnoj meri zavisi od organizacije« Njegova apotreb-Ijivost za proveravanje efikasnosti ekonomske politike za du« že periodej, koja se bazira na tim razlikama^ je ograničena jer aspekat efikasnosti predstavlja samo jedan od faktora ko-ji utiču na vrednost proizvodnog koeficijenta9 teško je de-finisati bazu za aporedjenje i, pre svega5 veličina proizvod-nog koeficijenta fiksnili fondova nije ni cilj privredne aktiv= nosti ni mera njene efikasnostio Zbog toga što njegova vred-nost zavisi i od institacionalniii faktora ©n sadrži elemente za ocenu noihove efikasnosti aii je njihov efekat veoma teš-ko izdvojiti od aticaja ostalih faktora tako da su zakloučci koje možemo izvudi iz analize proizvodnih koeficijenata u tom pogledu veoma relativnio Opšta efikasnost privrede ne mo-ze se oceniti pomoca proizvodnih koeficijenata fiksnih fon-dova jer nisa poznati niti ostali raspoloživi resorsi niti straktara preferencija dpuštvao Medgatiuij, to nikako ne znaci da analiza proizvod-nih koeficijenata ne pruža dragocene informacije za vodjenje ekonomske politikee Pored njihove primene a planiranja9 bi~ lo za prvu aproksimacija bilo kao telmološki proizvodni ko-eficijenata na nižim nivoima agregacije9 kada slaže kao strukturne invarijante kcge aproksimiraju mogucnosti tran-sformacije ulaganja a fiksne fondove u povečanje proizvodnje, interesantne sa i pravilnosti promena proizvodnih. koeficije-nata kao i zaključci koge možemo iz toga izvestie Velike razlike izmedju sektorskih proizvodnih. ko« eficijenata pokazuju da sa i empirički proizvodni koefici-jenti a velikoj meri determinisani tehnološkim faktorimao Videli smo da su, razlike u sektorskim proizvodnim koef ici-jentima unutar repablika daleko izrazitije od razlika proiz-vodnih koeficijenata za global i pojedine sektore izmedju republika« Ova činoenica naglašava9 sa jedne strane9 važnost fiksnih fondova odnosno investicija za daljn ekspanziju. pro-izvodnje^ koja je 30Š potkrepljena znacajnošca opredmecenog tehničkog progresa i sekalarnom tendencijom porasta fiksnih fondova po zaposlenomo Sa druge strane^ promene sektorske strukture predstavljaju zbog toga veoma važan faktor promena globalnog proizvodnog koeficijentao Videli smo da promene 421. sektorske sitrakture fiksnih fondova prrvpede^ karakteristič-ne za fazu '^azvoja a kcgoj se mi sada nalazimoj deluju. a prav-cu povečanja globalnog proizvodnog koeficijenta© Neki dosta oskadni podaci za razvijene zemlje pokazuju da se može očeki-vati da ce i uticaj promena u sektorskoj alokaciji investici-ja na globalni intervalni proizvodni koeficijent biti nenega-tivano Ova zapažanja upucugu, na zakljačak da je brzo pove« čanje fiksnih fondova adekvatna politika za abrzanje privred« nog razvoja odnosno za postizavanje visokih stopa rasta draš-tvenog proizvoda<> Uporedjivanje predratnog i posleratnog priv-rednog razvoja kod nas ukazuje na efikasnost takve politike privrednog razvoja<> Ubrzanje dinamike draštvenog proizvoda i fiksnih fondova je omogudilo brzi porast dohotka po stanov-niku kao i zaposlenosti što je bilo a našim aslovima veoma važnoo Pored togaf brzi tempo investiranja je omogadio bržu strakturna transformacija privrede, nivo privredne aktivnosti je omogudio bolje iskoriščavanje kapaciteta pogotovu infras-trakture tako da je došlo do značajnog povedanja prosečnog globalnog proizvodnog koeficioenta a kome u prvom dela pre-ovladava efekat struktarnih promena« Brzi porast fiksnih fon~ dova omogudava takodje brzo avodjenje tehnološkog progresa kao važnog faktora privrednog razvooa* Uogačnosti abrzanja privrednog razvoja su ograni-5ene kako resurstma draštva tako i struktarom preferencioa« Medjutim, ranije pomenate tendencije zavise i od sposobnosti društva da efikasno apotrebi aložena sredstva, proizvodni koef icijenti fiksnih fondova su u, značajnoj meri zavisni od organizacije i ekonomske politikeo Pored toga9 ekstenzivni razvoj daje samo ogranicene mogacnosti, jer posle neke odre-djene granice intervalni proizvodni koeficijent pada kada se stopa rasta fiksnih fondova odnosno ucešde investicija a draštvenom proizvodu povecava, sa jedne strane, a i efekat struktarne komponente je takodje ograničen medjasektorskim zavisnostima9 sa druge stran©© Postooanje apsorpcionog kapaciteta privrede odnos-no pojedinih oblasti se u posmatranoj dekadi kod nas moglo primetiti pogotovo a industriji gde je bio razvoj najbrži« 422 . Pošto smo ispitivali proizvodne koeficijente na bazi fiksnih fondova na lica mesta negativna korelacija izmedgu prosecne stope rasta fiksnih fondova i intervalnog proizvodnog koefi-cijenta je veoma izrazita jer Je obab.va6ena i efikasnost za-vršavanja objekata kao jedan od elemenata efikasnosti proee-sa investiranja© Činjenice da se efikasnost investiranja ispoljava tek preko efikasnosti eksploatacije fiksnih fondova? da je kapacitet privred.e u smisla mogncnosti efikasnog apsorbova-nja uloženih sredstava ograničen i da je proizvodni koefici-jent zavisan od tehnološkog progr^sa ukazaja na presadna važnost drugih faktora za intenzifikacija privrednog razvoja odnosno na podračja kojima treba da politika privrednog raz-voja da adekvatan pondero Pošto se prirodni faktori moga azeti kao dati3 to važi i za raspoloživost radne snage u datom momentUj efikas« nost privrede 6e a značajnoj meri zavisiti od znanja^ organi-zacionih i kreativnih sposobnosti Ijadi kao i od motivacija društva i pojedinaca«, Zbog toga i adekv°atna ulaganja u obra« zovanjej zdravstvo^ naucna istraživanjag poboljšanje organi-zacije na mikro i makro nivoa predstavljaja nerazdvoone ele-mente stvaranja proizvodnog potencijala draštva jer utiča na kvalitet faktora proizvodnje« Kao takvi su ti faktori os-novna poluga ekonomskog napretka draštva i društvo treba da optimalno usmeri svoje ogranicene resorse a povecanje kvan-titeta kao i kvallteta faktora proizvodnjee Dok su fiksni fondovi kao danas naovažniQi proiz« vodni faktor a telmoloskom smisla i sredstvo za avodjenje opredmecenog tehničkog progresa n privreda potreban9 ali ne i dovoljan uslov brzog privrednog rasta i kao takvi predstav-Ijaja neki potencijalni proizvodni kapscitet priTrede^ dotle je stvarno korišcenje njihove apotrebne vrednosti kao fakto-ra proizvodnoe rezaltat delovanja i odlaka Ijadi« Ekonomski sistem treba da obezbedi optimalno koriščenoe resarsa draš-tva a sklada sa njegovim sistemom prefereneijao Pri tom tre-ba polaziti od što racionalnioeg iskorišcavanja postojedeg proizvodnog potencijala zemloe^ reze^e u tom pogledu na kra- 423 o 6i rok verovatno predstavljaga daleko vede moguče efekte od onih koji bi se postigli novim inyesticijamao Najvažnija ka-rakteristika investicione politike treba da bade selektiv™ nost koja če obezbediti najbolji moguci efekat sa stanovišta cele privrede«, Ekstenzivno investiranje i privredjivanje je simptom neadekvatne organizacije privrede odnosno propusta da se obezbedi potreban kvalitet Ijudskog faktora što se u . krajnjoj liniji svodi na pogrešnu politiku, što se tiče kvan-titativnih. i kvalitativnih. aspekata privrednog razvoja<> Naglasak treba da bade na obezbedjenja aslova za efikasno iskorištavanje upotrebne vrednosti fiksnih fondova jer je to jedino opravdanje investicija koje su? sa stano-višta potrošnjej, samo nužno zlo9 tjo potreban uslov da bi se mogla proizvesti na efikasniji na5in potrošna dobra« Empirič-ka proizvodna funkcija na bazi fiksnih fondova polazi baš zbog toga od pretpostavke da je relevantan odnos izmedju fik= snih fondova i proizvoda i intervalnl proizvodni koeficijent kao aproksimacija očekivanog priraštaja proizvodnje u vezi sa odredjenim priraštajem fiksnih fondova predstavlja izve-denu relaciju koja na toj osnovi procenjaje aticaj ostalih. f aktora <> Videli smo da oe interralni proizvodni koeficijent nizak i za niske i za veoma visoke stope rasta fiksnih fon-dova* I u jednom i u drugom slačaja je efikasnost transforma-cije ulaganja u fiksne fondove a povedanje proizvodnje sma-njena© Kod niskih stopa rasta bi se moglo reci da ;)e to ta-ko verovatno zbog toga što se u nedovoljnoj meri iskorišca-vajju. potencijalne sposobnosti i resarsi draštvae U slačaju saviše brzog razvoja bi se moglo reči da se ili posve prece-njuju mogucnosti efikasne ©kspanzije privrede ili se na ne-gativne efekte brzog rasta fiksnih fondova naišlo suviše ra-no samo zbog toga jer nisa izvršene adek^atne organizacione i drage mere da bi se obezbedili potrebni kvantitet i kvali-tet komplementamili faktora9 tjo da se nije aspelo obezbedi-ti istovremeno održavanje visoke stope ačešca investicija u draštvenom proizvoda9 visoke stope rasta draštvenog proizvo-da i visokog intervalnog proizvodnog koeficijenta9 več sa 424 o pozitivni efekti brzog privrednog razvoja smanoeni opadanjem efikasnosti transf ormacioe ulaganja u fiksne fondove u pove-canje proizvodnje© Politika koja bi bila upravljena na povedanje apsorpcionog kapaciteta privrede i na selektivnost kod inve-sticija bi u. takvom slučaju dala bolje rezultate i negativni efekti brze privredne ekspanzije bi bili umanjeni ili 5ak otklonjeni dok bi pozitivne strane politike brzog privrednog razvoja bile iskorišdene prema realnim mogačnostijia draštva« Citirana literatara /1/ Ro Bi5anic9 "Kapitalni koeficijent9 tehnicki napredak i teorija praga ekonomskog razvoja"s, Ekonomski prep^led 3/1961 o /2/ JUKo Cairncross, "Reflfctions on the Growtli of Capital and Inoome", L^ottish Joarnal of Political Eco°-nomy, 2/1959« /3/ EoD8 Domar^ Essays in the Theory of Economic Growth, Oxf'ord University Press, New York? 1957o /4/ EoDo Domar, "The Inter-Relation Between Capital and Oat-put in the American Economy'% a LeH« Dupriez, ed0 Economic Prosress, Institute de Recherches Economiqaes et Sociales, Louvain^ 1955« /5/ Oo Eckstein, "Capital Theory and Some Tiieoretical Prob-lems in Development Planning", The American Economic Reviewa May 1961» /6/ iULo Gaatiion9 Capital Stock« Employment and Oatpat in IsraeTrl.9^0-I^5Fo Bank of Israel, Research Departmentg Jerasalem^ 1961O /7/ Bo Horvat, Ekonomski modeli«, Ekonomski institat NR Hrvat-ske, Zagreb, 1962'o /8/ Bo Horvat^ Ekonomska teoritja planske privrede, Kaltara, Beograds 1961« /9/ J« Kendrick9 Prodactivity Trends in the USA9 NBER, Prin-ceton Unxversity Press, Princeton, 1961« /lo/ S. Kaznets^ lfQuantitative Aspects of tiie Economic Growth of Nations: VIo Long-Term Trends in Capital For-mation Proportions", Economic Development and Caltaral Chang;e, Jaly 1961 • 425. /11/ O0 Lange, "Proizvodstveno-tehniceskarja osnova efektiv- nosti kapitaljnlh vloženij11, u Primenenie matema-tiki v ekonomičeskih issledovanijah, SOCZGIZ, Mosk\ra9 1961« —————— /12/ CEoV. Leser, "Statistical Production Functions and Eco-nomic Development", Scottish Journal of Political Econoiny, 1/1958«, /13/ P.Ce Mahalanobis, MUse of Capital Oatput Ratios in Plan-ning in Developing Coiintries!t9 International Statistical Institute, 35"bii Session^ Beograd?1965< /14/ Ae Orthaber^ Uvod v kvantitativno empirično analizo narodnegjj gj^pod^rA^Žg 1» zvezek - Splošni del, Ekonomska fakalteta v igubl;jani9 Ljubljana^ 196Oe /15/ P« Kumar Sen, ftUse of the Gapital-Output Ratio in Eco-nomic Planning"j Indian Eoonomic Review F©braa~ ry 1960, /16/ Problems of Loag-Term Economic Pro.jections^ Development Programming Techniqaes Leries9 No, 3» UN8 New York,> 1961« /17/ J.E.La^oarette9 "P©tential Output and the Gapital-Oatput Ratio in the United States Private Business Sec™ tors 1909-1959"i Kykl®s, Vol, XVIII, 2/1965« /18/ Analyses and Pronections of Economic Development9 I0An Introdaction to the TYchniqae of Programming, United Nations, New Iork9 1955» /19/ I« Vinski? Pristup analizi ^lobalne produktivnosti,, Ekonomski institut, Zagrebj 1965« /20/ D« Vojnič9 Investioi.je na područtju. Jagoslavi.je, 1Q4^T558. EI HHH, ZaKreb, 1960. 426, GLAVA IX ZAKLJUČCI Karakteristike fiksnih. fondova i proizvodnih. koef ici,jenata 1. Fiksni fondovi predstavljaju. najznačajniji materijalni faktor p^i zvodnje kojim je u najvecoj meri od-redjena tehnologija nekog proizvodnog procesa«, Njihov zna-čaj kao faktora privrednog razvoja ogleda se u tome što oni predstavljaja sre^stvo za uvodjerge opredmečenog tehničkog napretka i način da se kroz sekularnu tendenciju zamene ra~ da materioalnim faktorima proizvodnje postiže oslobodjenje rada0 Zbog toga je od interesa ispitati odnos fiksnih. fondova kao najznačajnijeg faktora proizvodnje u telmološkom smisla i proizvoda0 Odnos proizvoda i proizvodnih faktora je a ekonomskoj teorlji formalizovan pomoča koncepcije proizvod-ne fankcijeo Pošto je kod analize empiričkog odnosa izmedja f iksnih fondova i proizvoda naglasak na ex post posmatranju. a ne na ex ante ideji proizvodne fonkcije, koncepcija i ulo-ga empiričke proizvodne funkcije na bazi fiksnih fondova raz-likuje se od koncepcije i uloge proizvodne funkcije u teori-ji predazeda« U ovom radu ispitivan je stvarni ex post odnos izmedja fiksnih fondova i godišnje proizvodnoe, tj, deskri-ptivni a ne noimativni aspekt uloge fiksnih fondova kao fak-tora proizvodnjeo Fiksni fondovi predstavljaju- varijabla sa karakteristikama fonda, oni kao faktor proizvodnoe postoje u. vremena injihova dimenzija mere je količina a momenta<, Uloga fiksnih fondova kao faktora proizvodnje je a tome što sa oni prisatni a proizvodnom procesa s tim da se njihova apotrebna vrednost ispoljava u, pražanja proizvodnih aslaga0 Zbog ovih karakteristika akapni proizvodni efekat ne zavisi samo od njiliove količine, vec i od veka trajanja i od inten-ziteta iskorišcavarga fiksnih fondovae Stoga je važno razli-kovati akapni i godišnji kapacitet fiksnih. fondova» odnosno kapacitet jednog proizvodnog ciklasa« Dok spajanje količine 42? . i veka trajanja u jednu dimenziju. ima smisla kod normativnog razmatrarga investicionih alternativa^ vek tra^anja ne ulazi kao parametar u proizvodnu funkciju gde odredjeni fiksni fon-dovi predstavljaju faktor proizvodrge mada predstavlja jednu od bitnih komponenata a procesu. proizvodnje tili fondova kao i u investiciono~j odlucia 2«, Merenje fiksnih. fondova, razgraničavarge rgi-hovog kvantiteta i kvaliteta i agregiranje fiksnih fondova predstavljaju 'posebne probleme kvantitativne ekonomske ana-lize«, U slucaja fiksnih fondova je otežavajaci fak.to.r njihov dogi vek tra jan ja? J[I_dilemi da_ 11. meriti f iksne f pndove pre-ma troškovima ili korisnosti za zajednički imenilac azimajju se troškovi proizvodnje odnosno reprodukcije« Ovaj metod je pogodan sa stanovišta alokacije resarsa; ne zavisi od moguc-nosti merenja ostalih faktora, promena u kvalitetu se ostva-ruje tek kroz upotretm vrednost fiksnih fondova, ali ekspli-citno ne vodi računa o proizvodnim svoostvima fiksnih fondo-vaj) Dok nova vrednost f iksnih. f ondova predstavlja i odredjene tehnološke elemente odnosno fizicki volumen tih dobara, neto ili sadašnja vrednost fiksnih fondova je a saštini vredno-sni fenomen i kao takav nije pogodan za aproksimaciju kvan-titeta fiksnih fondova u proizvodnoj funkciji« 5« Proizvodni koeficijent fiksnih fondova kao odnos proizvodnje sa karakteristikama toka i fiksnih fondo-va sa karakteristikama fonda je zavisan od perioda posmatra-nja, no u praksi taj period po pravilu. iznosi godinu dana© Tehnološki proizvodni koeficijent, kod koga su definisani ostali relevantni faktori i stepen iskorištavanja kapacite-ta, predstavlja tehnološku konstanta odredjenog proizvodnog procesa0 Pošto se karakteristike proizvodnog procesa i fik-snili fondova posebno menjaju u vremenu, a s time se menjaou i tehnološki proizvodni koeficijenti^ relevantna je podela na prosecne i intervalne proizvodne koeficijenteo Intervalni i prosečni tehnološki proizvodni koeficijenti se kod datiti predpostavki razlikuju a definiciji ^rtoliko da se prosečni proizvodni koeficijent odnosi na sva postoječa preduzeca, a intervalni proizvodni koeficijent sa^^na^kagacitete a koje 428. se investiralo u odredjenom vremenskom intervaluu Tako je prosečni proizvodni koeficijent ujedno intervalni proizvod-ni koeficijent koji obaiivata ceo vek trajanja fiksniii fondo-va, a intervalni proizvodni koeficijent prosečni proizvodni koeficijent kogi se odnosi na investicije iz odredjenog pe-rioda. U stvarnosti, medjatimj, mada su. a širim okviri-ma proizvodni koeficijenti još uvek znaSa;jno zavisni od te-hnologije^ varijacije proizvodnih koeficijenata odražavaja i uticaj velikog broja dragih faktora0 Sada se više ne zna da li 30 povecanje proizvodnje posledica avodjenja novih. ka-paciteta ili boljeg iskorlščavanja ranijih kapaciteta• Vari-jacije a stepena iskorišdavanja kapaciteta, aktivizacioni period i rastLodovan-je fiksnih fondova su tri glavna elemen-ta koji ukazuja na problematičnost specifikacije intervalnih. proizvodnih koeficijenata kao odnosa izmedju investicija i priraštaja proizvoda odnosno na poteškoče utvrdjivanja tih odnosac Naime, za empiričke vrednosti je veoma teško aprok-simirati azročne zavisnosti u pogledu korespodencioe ulaga-nja i rezultata u. vremena kao i izmedju. sektora zbog medja-zavisnosti sektorskih proizvodnih koeficijenata,, Zbog toga se u ovom rada nije pristapilo, kao obično, posebnom izracunavanju prosečnog i intervalnog pro-izvodnog koeficijenta i rgihovih karakteristika, več se sta-lo na stanovište da postoji jedna osnovna zavisnost izmedju fiksnih. fondova kao jedinog eksplicitno izraženog proizvod-nog faktora i proizvodnje koja odražava sumarni efekat svili faktora. Ocenjuju se parametri tako definisane empiricke uprošdene proizvodne fvinkcioe, dok su ocene intervalnog i prosečnog proizvodnog koeficijenta izvedene. Intervalni i prosečni proizvodni koeficijent predstavljaju tako dva tipa indikatora kojima opisajemo osnovna zavisnost« 40 S obzirom na mnoštvo faktora od kojili zavisi proizvodnja nije mogace a priori očekivati da ce proizvodna fankciQa na bazi samo jednog eksplicitnog faktora proizvod-nje dati zadovoljavajuce rezaltate« U empirickom delu rada se, im.aju.ci a vida kom.pleksn.ost odnosa koji predstavlja ja 429 e proizvodni koeficijenti^ tražio odgovor na pitanje u. kojoj meri moga proizvodni koeficijenti fiksnih fondova9 kako ih empirički posmatramo predstavljati zadovoloavajucu. struktar-nu invarijantu. raznih ekonomskih. modela, odnosno kakva je empirička stabilnost i poazdanost te Yeze koja se ponekad suviše olako uzima kao data zakonitosto S tim a vezi naglašena je važnost adekvatnog de-finisanja statističkih agregata kojima aproksimiramo veliči-na pojedinih varijabll, sa jedne strane^ i metoda izracuna-vanja, sa druge strane, kako bi se postigla što veda pouzda-nost i aplikativnost rezaltata« Kao statistički agregat koji najbolje aproksimira kvantitet fiksnih. fondova smatra se no-va vrednost fiksnih fondova^ dok je na strani proizvoda za makro modele_ zbog mogucnosti agregiranja na_ s\rim^nivoima najpodesnioi dmštveni proizvod. Pošto se raspolaže samo po-dacima o novcg vrednosti fiksnih fondova na licu mesta, pro-mene odnosno razlike u stepena iskorištavanja kapaciteta, ak-tivizaciji investicija i trajnosti fiksnih fondova nisa ak-ljačene a mera kvantiteta fiksnth fondova i zajedno sa osta-lim faktorima uticade na veličina odnosno promenu. proizvod-niti koeficijenata0 Različiti statistički agregati 6e dati ne samo različite numeričke vrednosti proizvodnih koeficijenata ved ce biti različita i empiricka poazdanost • stabilnost tih od-nosa kao i njihova interpretacija« ^EmpiriČka analiza za Jugo-slaviju je potvrdila da proizvodni koeficioenti na bazi neto vrednosti fiksnih. fondova odnosno neto investicija ne mogu poslažiti kao zadovoljavajuca aproksimacija proizvodnib. koe-ficijenata na bazi fiksnih fondova odnosno novih investicija. Zakljacci o intenzitetu promene prosecnog proizvodnog koefi-eijenta, a za intervalni prolzvodni koeficijent 5ak i za pra-vac promene za predratni i posleratni period, su kontradik-tornio U uslovima brzog privrednog razvoja su. brato investici-je pogodna aproksimacija novih Investicija i zbog toga je pre-dložena jedna korisna aproksimacioa proizvodne funkcije na ba-zi fondova ako sa poznate samo brato investicije i priraštaj proizvodao Prezentirana metoda omogačava da se dobiju. prak- ticno sve najvažnije informacije a vezi sa intervalnim proiz-vodnim koeficijentom koje odgovaraju. pristapu na osnovu upro-šcene proizvodne funkcije<, Metodološki postapak empiričkog istražrvan,ja 5 U kvantitativnoj ekonomskoj analizi je od ve-likog značaja i izbor najadekvatnijih metoda ocenjivanja na-merickih vrerinosti parametara* Za razumevanje značerga i za interpretaciju proizvodnih koeficijenata je od posebne važno-sti ispitati pretpostavke ekonomskog modela, kao i implicitne pretpostavke na kojima se zasnivaju pojedini metodi izračuna-vanja te obezbediti njihovu. konzistentnost. Varijabilnost go-dišnjih vrednosti empiričkili proizvodnili koeficijenata, koja je pogotova velika kod intejTvalnog proizvodnog koeficijenta za koga se inače najčešce pretpostavlja da je konstantan, postavlja zaiitev da se njihove numeričke vrednosti ocene na bazi podataka za neki duži period, tj« da se što više elimi-niše aticaj slačajnih faktora i iBglasi aloga sistematskih faktora• Razmatrani sa dosadašnji metodi izračujnavanja nu-meričkih vrednosti proizvodnih koeficijenata i njihovih. empi-ričkih karakteristika0 Zamerke se odnose pre svega na neefi-kasnost Iskorišcavanja informacija i uprosecivanje odnosa \x vremena, sa jedne strane, i na relevantnost specifikacije od-nosa sa ekonomskog stanovišta, sa druge strane« S tim u. vezi 3\x razmatrane razlike izmedja modela na bazi proizvodnih i Is pitalnih koef icijenata kao i modela na bazi prirašta ja i modela na bazi fondova. Kao metodološki instrument ispitiva-nja karakteristika proizvodnlh koeficijenata a empiričkom de-la rada apotrebljena je nehomogena linearna proizvodna funk-cija na bazi nove vrednosti fiksnth fondova a vezi sa linea-rnim regresionim modelom« Ovo predstavlja istovremeno pred-log načina na koji bi se neki od gornjih nedostataka mogli odkloniti« Ovakva formalacija oblika proizvodne funkcije či-ni nam se optimalnom u smisla da ge dovoljno fleksibilna da obuJivati mogacnost testiranja glavnih hipoteza i omoguči si-maltano ocenoivanje vrednosti prosecnog i intervalnog proiz- 431* vodnog koeficijentae Linearni regresioni model daje ocene ko-je se mogu smatrati najefikasnigim izmedju svih alternativnih linearnih nepristrasnih metoda ocenjivanja akoliko sa pretpo-stavke tog modela ispunjene; isto važi i za ekstrapolacijiu Diskutovana je konzistentnost pretpostavki sa ekonomskim mo~ delom i atvrd^eno je da ne postoje a priori razlozi koji bi smetali da se parametri empiričke proizvodne funkcije ocene pomocu metode najmargih kvadrata* 6O Jedan od važnili aspekata istraživanja je te~ stiranje linearnosti proizvodne funkcije koja je inače impli-cirana pretpostavkom 0 konstantnosti intervalnog proizvodnog koeficijenta, a ne i proverena. Istovremeno se testira i zna~ čajnost autokorelacije odstupanja 11 vremenu, Radna iiipoteza da se može smatrati da je trend prosečnog proizvodnog koefi-cijenta značajan ukoliko je slobodan clan u. proizvodnoj fun-kciji znacajno različit od nale se pokazala adekvatnom u smi-slu da rezultati praktično \i svim slučajevima dovode do istog zakljucka kao Kendallov test rangova empiričkih vrednosti pro-sečnog proizvodnog koeficioenta, ukoliko autokoreiacija od~ stapanja nije značajnae Može se redi da u cejini ovaj pristup obezbedjaje više relevantnih informacija nego što je to slu-čaj sa dosadašnjim metodološkim postapcimao 7» Izgleda da je srednjerocni period najpodesni-ji za primenu ove metode, sistematski faktori se jasnije iz-dvajaja od slučajnih, a promene tehnologijef cena i ekonomske politike obično nisu toliko velike da bi uporedjivanoe vred-nosti za pojedine godine unutar takvog perioda izgubilo svoj smisao. U empirickom delu rada su ovom metodom ispitivane po-jedine karakteristike proizvodnih koeficijenata, pre svega njihova varijabilnost u vremenu. i medja sektorima, za Jugo-slavija i repablike a perioda 1952-1962, dok su od stranih zemalja a zavisnosti od raspoloživosti podataka posebno obra-djeni Izrael, Kanada i Velika Britanija, takodje za pedesete godine* Rezultati se odnose na celu privredu (s tim da su jed-nom azeti a obzir ukapni9 a dragi put samo privredni fiksni fondovi) kao i za četiri velika sektoras indastriju, poljo-privreda, saobracaj i sektor ostalo 0 432. Asocijacija izmedju. fiksnih fondova i društvenog proizvoda je statisticki značajna u, prakticno svim slucajevi-ma; u. vedini slučajeva su koeficijenti korelacije čak veoma visokio Takodje, test aatokorelacije odstupanja ge pokazao da za oba globala i preko dve trecine posmatranih. velikih sekto-ra ne postoje indikacije protivne pretpostavci da je empiric-ka proizvodna funkcija na bazi fiksnili fondova linearna i da je intervalni proizvodni koeficijent konstantan za posmatrani period. Ovaj pristup se pokazao znatno efikasnijim od dosada upotrebljavanih metoda izračunavanja proizvodnih. koeficijena-ta što ne znači samo povedanje analitičke vrednosti vec i so-lidniju osnova za predvidjanje, U više nego 50% slucajeva daju alternativne me-tode izracunavanja intervalnog proizvodnog koeficijenta više nego dva puta veča suma kvadrata odstapanja empiričkili vred-nosti od ocenjenih vrednostio 5ak za metodu kumalativa pri-raštaja, koja je u suštini isto tako model na bazi fondo\a , ovo važi za više nego 40% slučajeva, mada se obe metode raz-likuju samo u tome što se metoda kumulativa bazira samo na vrednosti fiksnih fondova i proizvoda za prvu i poslednju go-dinu perioda, dok linearna regresija azima a obzir sve infor-macijeo Zbog toga su rezultati na bazi proizvodne funkcije osetno uticali i na poboljšanje analize dinamike proizvodnih koeficigenata jer su u velikoj meri otklonili efekat slucaj-nosti koji proizilazi iz empiričkih vrednosti za prvu i po-slednju godina perioda« Uprkos tome, metoda na bazi kumulati-va priraštaja se kao metoda na bazi fondova pokazala relativ-no efikasnijom u odnosa na investicione modele0 Naime, prosta aritmetička sredina godišnoih vrednosti intervalnog proizvod-nog koeficijenta daje a celini prema Kendallovom testa sagla-snosti rangova značajno više, a metoda regresije investicija i priraštaja proizvoda, uz ograni5enje da je intervalni pro-izvodni koeficioent konstantan, znacajno niže vrednosti od onih na bazi regresije fiksnih fondova i proizvoda0 Pored toga 9 analiza na bazi proizvodnili fankci-ja se pokazala kao dosta efikasniji diskriminator alternati-vnih hipoteza a slučaju. intervalnog proizvodnog koeficijenta , 433 c što je bilo naročito važno za ispitivarge značajnosti raz-lika u sektorskim intervalnim proizvodnim koeficijentima po republikama i zemljamaj odnosno razlika njihove vrednosti za pcgedine sektore izmedju. republikao Adekvatnije procene prosečnih proizvodniii koeficijenata su. poboljšale analizu uticaja strukturne komponente na dinamika globalnog proiz-vodnog koeficijenta a vremenu, odnosno adela stru.ktu.rne kom-ponente u razlikama globalnih proizvodnih koeficijenata za pojedine republike« Utica,i strukture i dinamike privrednog razvoja na proizvod-ne koef ici.jente 80 Pre nego što cemo samirati konkretne rezul-tate empiričke analize za Jagoslavija i republike, koji nas ovde pre svega interesaja, osvrnucemo se na neke opšte ten-dencije u vezi sa proizvodnim koeficioentima koje se mogu zapaziti pomoca komparatlvne analize ovih. rezaltata sa re-zultatima za drage zemlje0 Ipak* treba naglasiti rel&tivnost zakljačaka donešenih. na bazi medjunarodnih komparacija9 ka-ko zbog relativnih cena tako i zbog razlika u sociološkim, institu.cionalnim i prirodnim aslovima. tako da numeričke vrednosti nisu/direktno aporedive/adekvatne za prognoziranje razvoja a datoj zemlji, Njihova glavna korist je a aočavanja nekih osnovnih. tendencija koje su toliko izrazite da se ja-sno izdvajaju i pored razlika izmedju pojedinih zemalja« Uprkos varijabilnosti empiričkih vrednosti pro-izvodni koeficijenti su a velikoj meri determinisani tehno-logijom. Razlike izmedja sekfcorskih proizvodnih. koeficijena-ta, kako prosečnih tako i intervalnihs sa izrazite i u veci-ni slučajeva su se pokazale I statistički i kvantitativno značajne«, Širok interval vrednosti proizvodnih koeficijena-ta pojedinih vrsta proizvodne aktivnosti kod nas i u drugim zemljama je m konitost koja naglašava zavisnost proizvodnib. koeficijenata od tehnoloških karakteristika pojedinili vrsta privredne delatnosti odnosno zavisnost globalnog proizvod-nog koeficijenta od strukture privrede« Nedeljivost kapaciteta jednog ciklasa proizvod- 434. nje od ukupnog kapaciteta fiksnih fondova je za različite procese proizvodnje različita, u zavisnosti od poznatih teh-noloških mogačnosti i njitiove ekonomske evaluacije«, Kao dva faktora koji naglašavaju. ovaj aspekat nedeljivosti i tako najviše utiču. na razlike u proizvodnim koefici jentima bi se mogla u prvo;j aproksimaciji predstaviti vekom trajanja f ik-snih f ondova y koji je povezan i sa tehničkom strukturom fik-snih fondova, i opremljenosti rada, mada treba imati u vidu da oni nisu. medjusobno nezavisnio Oba faktora imaju tenden-cija da, ceteris paribus9 snižavaja vrednost proizvodniii ko-eficijenatac U stvarnosti je aticaj tih. faktora modifikovan nizom drugih aticaja« Da bi se pokušalo oceniti aticaj struktarnih promena na kretanje globalnog proizvodnog koeficijenta noego-va se dinamika dekomponovala na indeks straktarne komponente i standardizovani indeks globalnog proizvodnog koeficijenta koji pokazuje liipotetički efekat promena sektorskih. proizvod-nih. koef icijenata e s tim a vezi je razradjen opšti slučaj ove Mpoteticks dekompozicije, aditivnost efekata kod odre-djene kombinacije ponderisanja i prikazan način ocenjivanja efekata strukturne komponente kada se raspolaže samo relativ-nim proizvodnim koeficijentima, tje samo podacima o strukturi oba agregata« Na osnovu našeg dosadašnjeg razvoja kao i na os-nova nekih rezaltata za druge zemlje može se očekivati da 6e promene strukture privrede još dalje pozitivno aticati na promene globalnog proizvodnog koeficijenta kod nas9 Isto ta-ko izgleda plauzibilno predpostaviti da ce biti taj efekat nenegativan i u slučaou, globalnog intervalnog proizvodnog ko-eficijenta, mada je potrebno za preciznije odmeravanje tih efekata azeti a obzir konkretne planirane odnosno očekivane strukturne promenee Medjutim, treba imati u vida da strakturne pro-mene unatar ovih široko definisanih sektora nisu uzete u. ob-zir, vec su obahvačene u, vrednosti sektorskih proizvodnih koeficijenata« Može se pretpostaviti da bi se strukturnim 435. promenama unutar tih sektora mogao obrazložiti još jedan deo razlika odnosno promena u. proizvodnim koeficijentima« 9o Zbog zavisnosti proizvodnih koeficijenata od strukture odnosno tehnoloških karakteristika proizvodnje mo-že se ošekivati da ce odredjene strukturne promene, karakte-ristične za pcgedine faze privrednog razvo.ia, zeb čajno ati-cati i na veličinu. i na dinamika globalnog proizvodnog koefi-cijenta y tako da če promene proizvodnog koeficijenta biti po-vezane sa fazama privrednog razvcgao Medjutim, karakter pri-vrednih kretanja i straktarnih promena je specifičan u svakoj zemlji i poznavanje nekili opštili tendencija treba ugraditi u konkretne aslove i adekvatno modifikovatio Naime, za sred-njeročno planiranje nije važna samo sekularna tendencija pro-mena proizvodnog koeficidenta jer se tendencije u pojedinim srednjeročnim periodima moga znatno razlikovati^ Veoma značajan faktor koji utiče na veličina i dinamika proizvodnih koeficijenata je tehnički progres, kako onaj opredmečen u fiksnim fondovima, tako i neoprediiBceni tehnički progres odnosno telmicki progres u širem smislu reči* Za mnoge zemlje je u prvoj polovini ovog veka karakteristiS-no da je globalni proizvodni koeficijent ili približno kon-stantan ili pokazuje tendenciju povecanja (mada je ova tenden-cija ponekad prekidana periodima opadanja proizvodnog koefi-cijenta), a da istovremeno raste produktivnost rada i njego-va opremljenosto Ovo ukazuje na znacajne efekte tehnickog progresa, na povečanje opšte efikasnosti privrede« Na vrednost proizvodnih koeficijenata, pogotova interva^nih^ značajno atica i neke dinamiSke karakteristike privrednog razvoja« Uočena je tendencija negativne korelaci-je izmedju stope rasta fiksnih. fondova, odnosno učešda inve-sticija \i društvenom proizvodu, i intervalnog proizvodnog ko-eficijenta za visoke vrednosti pomenutih. pokazatelja i slabi-ja tendencija pozitivne korelacije izmedja stope rasta draš-tvenog proizvoda i intervalnog proizvodnog koeficijenta« Dok je ova poslednja veza vecma izrazita što se tiče pravca pro-mene godišnjih vrednosti proizvodnih koeficijenata jer prome- 4-36 e ne proizvodnje predstavljaju najmanje stabilnu varijablu a odnosu, za duže periode ova veza nije više evrstao Izgleda da veoma niske stope rasta obično koincidiraju. sa niskim in-tervalnim proizvodnim koeficijentonu Medjutim, veoma visoke stope rasta društvenog proizvoda su u posmatranim sluča je-vima povezane sa visokim stopama rasta fiksnih. fondova, a empiričke vrednosti intervalniii proizvodnih koeficijenata zavise od medjusobnog odnosa dinamike društvenog proizvoda i fiksnih fondova0 Izgleda da u tom domenu dinamike privred-nog razvcga prenapregnutost i uska grla u privredi injencg organizaciji dovode do opadanja intervalnih proizvodniii koe-ficijenata* Tako je negativna korelacija izmedju. stope ra-sta fiksnih fondova, odnosno ačešca investicija u društve-nom proizvoda, i intervalnih proizvodnih koeficijenata za vi-soke vrednosti ovih pokazatelja odraz Činjenice da privreda nije bila sposobna efikasno apsorbovati priraštaj fiksnih fondovaf bilo da se radi samo o suviše velikom abrzanju in~ vesticione aktivnosti kome če se privreda moci kasnije pri-lagoditi, bilo da je nivo investicione aktivnosti uopšte su-više velik u. odnosa na ostale komplementarne faktore i nivo organizacijeo Kako stopa rasta fiksnih fondova tako i učešce investicija a draštvenom proizvoda predstavljaja indikator veličine investicione aktivnosti, prvi je stavlja u odnos sa proizvodnim aparatom društva što se tiče fiksnih fondova^ dok drugi naglašava aspekat alokacije društvenog proizvoda na po-trošnja i investicije i tako više naglašava sabjektivne i psihološke faktore koji takodje delaja u pravca smanoeiija in-tervalnog proizvodnog koeficijenta« Mada ukazuju na isti osnovni problem, asocija-cija izmedju stope rasta fiksnih fondova odnosno učešca in-vesticija u fiksne fondove u draštvenom proizvoda, sa jedne strane, i intervalnog proizvodnog koeficijenta, sa druge strane, nije nažno ista«, Naime, kod iste stope učešča če re-lativni porast fiksnih fondova biti veči a slučaju. višeg1 pro-seSnog proizvodnog koeficijenta* Pored toga, stopa rasta fik-snih fondova ;je podesna utoliko jer odražava odnos piirašta- 437. ja fiksnih fondova i postoječih fiksnih. fondova i kao takva je upotrebljiva i za analizu. po sektorima. Učešce investici-ja u društvenom proizvodu. (akoliko obuhvata sve vrste inve-sticija) bilo bi utoliko bolje jer se ne odnosi samo na fik-sne fondove? ali ono opet ne mora da odražava stvarni konf-likt izmedju potrošnje i investicija ukoliko je znatan deo investicija f inansiran iz stranih sredstava odnosno preko deficita platnog bilansa« Rezaltati empiričke analize za Jagoslavitiu 10o Empirička analiza proizvodniii koeficijenata za naše republike omogucava detaljnu analizu specifičnosti odnosa izmedju fiksnih fondova i društvenog proizvoda u po-jedinim repablikama na ovom nivou agregacije i kao takva pred-stavlja polazna osnova daljeg istraživanja azroka posmatraniii kretanjao Medjutim, ona takodje omogacava da se izvrši kompa-rativna analiza istraživanih. karakteristika pod mnogo po"vo 1 j-nijim aslovima nego što je to bio slacaj sa medjunarodnim kom-paracijama, jer su. ovi rezaltati dobiveni u našim društvenim, privrednim i prirodnim uslovimao Karakteristične sa veoma izrazite razlike izme-dju vrednosti odnosno dinamike proizvodnih koeficijenata za pojedine sektore unutar republika i dosta manje razlike iz-medja vrednosti za pojedine republike, bilo da se radi o glo-bala ili o nekom datom sektora« Sa jedne strane ova činjenica naglašava da su specifičnosti tehnološkili karakteristika tako agregiranili sektora još uvek izrazite« Sa druge strane, podu-daranje predznaka odstapanja godišnjih vrednosti od proizvod-nih funkcioa za republike u vecini slučajeva ukazuje na to da sa neki opšti faktori veoma značajno uticali na godišnje pro-mene proizvodnih koeficijenata i da su dominirali nad speci-fičnim faktorima u pojedinim repablikama* 11«, Ukapni proizvodni koeficijent u svim repa-blikama pokazaje u periodu 1952-1962e značajan porast«, Pro-sečna stopa porasta prosecnog proizvodnog koeficijenta za Jugoslaviju od 4,2% godišnje oe skoro gednaka prosečnoj sto- 438 • pi rasta akapnih fiksnih fondova od 4,3%o Porast je viši u razvijenijim republikama gde su viši i intervalni proizvodni koeficijenti dok su ukupni prosecni proizvodni koeficioentL za republike, izazev Crne Gore, veoma slični na kraju perio-da. Neproizvodni fiksni fondovi sa svugde rasli sporije od privrednih fiksnih fondova, ali je relativni porast u manje razvijenim republikama vecio Za posmatrani period karakterističan je brz po-rast privrede uz veoma značajne jpromene njene struktares ače-Š6© fiksnih fondova saobračaja a privrednim fiksnim fondovi-ma brzo opada, učešce poljoprivrede opada sporije, dok je ačešce sektora ostalo u razvijenijim repablikama nešto po-raslo, a u manje razvijenini opaloo Ucešce indastrije brzo ra-ste tako da strukturne piomene predstavljaja znatnu pozitivnu komponentu porasta globalnog proizvodnog koeficijenta, za Ju-goslavija adeo ove komponente iznosi oko 23% porasta global-nog koeficijentao Efekat strokturne komponente na porast ukup-nog proizvodnog koeficijenta je još vedi, on iznosi skoro 4c^» Medjutim^ razlike u struktari fiksnih fondova odnosno u struk-tari novih investicioa u tom periodu izmedja repablika nisu velike što se tice uticaja na proizvodne koeficijente - zbog razlicite strukture prosecni kao i intervalni globalni proiz-vodni koeficijenti za republike odstapaja od proseka za Jugo-slavija do 6% na više ili na niže* Globalni prosecni proizvodni koeficijenti poka-zuju. znacajan porast a svim slačajevima, osim Makedonije i Crne Gore* Prosečna stopa rasta društvenog proizvoda za Jago-slaviju iznosi 8,8%, a fiksnih fondova 5^2% godišnje, Dok je porast društvenog proizvoda a svim republikama dosta sličan, proseSna stopa rasta fiksnih fondova (kao i učešče investici-ja u draštvenom proizvodu.) je osetno viša a manje razvijenim repablikamao Stoga je dinamika prosecnog proizvodnog koefici-jenta u razvijenioim republikama viša od jugoslovenskog prose-ka (3,4% godišrge), a u marge razvijenim republikama osetno niža* Za posmatrani period je karakteristicno da pro-sečni proizvodni koeficijenti kako a privredi tako i za svaki 439. od četiri sektora pcgedinačno u svim repablikama ili rastu ili su približno konstantni, dok se ni u. jednom slucaou ne pojavljuje znaeajna tendencija smanjergao U razvijenijim re-publikama industrija, saobradao i sektor ostalo pokazuju zna« čajan trend sektorskog prosečnog proizvodnog koeficijenta, u BiH su to industrija i saobra6ao» dok u Makedoniji i Crnoj Gori znacajan porast pokazuge samo prosecni proizvodni koe-ficijent u saobracaja što nije dovoljno da bi se ova tenden-cija ispoljila i u privredi«, Prema vrednostima standardizo-vanog indeksa globalnog proizvodnog koeficijenta se može vi-deti da intrasektorske promene predstavljaoa glavni faktor porasta globalnog proizvodnog koeficijenta u tim republika-ma, mada je intersektorski efekat takodje pozitivan i kvanti-tativno znatano Proizvodne funkcije na bazi fiksnih fondova za privredu, aprkos odredjenim drugacijim tendencioama u nekim sektorima, pokazuja visok stepen poazdanosti i nisa nekon-zistentne sa pretpostavkom linearnog oblika proizvodne funk-cije, Ukoliko če se opadanje elasticiteta proizvodnje u od-nosa na fiksne fondove nastaviti i u. budacem periodu, može se ocekivati da ce biti potrebno alagati više nego dosada da bi se postigla odredjena stopa rasta draštvenog proizvoda. Dok su globalni prosečni proizvodni koeficijen-ti za pojedine republike dosta slični, izuzev Crne Gore, dot-le sa globalni intervalni proizvodni koeficijenti a razvjje-nijim republikama znaSajno viši od odgovarajucih vrednosti za manje razvijene republike«, Standardizovani indeks global-nog intervalnog proizvodnog koeficijenta pokazaje da je to rezaltat nižih vrednosti sektorskih intervalnili proizvodnih koeficijenata za marge razvijene repablike a ne strukture novih investicijao Ispoljena je tendencija negativne korela-cije izmedja stope rasta fiksnih fondova i intervalnog pro-izvodnog koeficijenta, kako izmedju republika sa bržom di-namikom fiksnih. fondova tako i izmedja različitih. perioda za iste repablikeo Dakle, mada niži stepen razvijenosti utiče na pooacavanje efekata u pravca smanjenja intervalnih. proiz-vodnih. koeficijenata, on očito nije jedini razlog ispoljenih 440. razlika. Ovi efekti su dosta izrazitijiusektoru industrije gde su. kako apsolutne vrednosti tako i razlike a stopama ra-sta fiksnih. fondova izmedju repablika kao i izmedju oba pot-perioda veče tako da je i područge posmatrarga veee» 12o Brza industrijalizacija privrede je osnov-na karakteristika privrednog razvcga a celoj zemlji tako da su prosecna stopa rasta fiksnih fondova i društvenog proiz-voda u industriji (za Jugoslaviju 9% i X3?8%, respektivno) daleko ve6i nego u. ostalim sektorima privrede a svim repub-likama, s tim što je relativni porast a manje razvijenim re-publikama veci nego u razvijenijim* Ova konstatacija važi ka-ko za fiksne fondove tako i za društveni proizvod9 ali su raz-like u prosečnim stopama rasta vece u slučaju fiksnih fondo-va nego kod društvenog proizvodao U drugom delu perioda je prosečr^ stopa rasta fiksnih fondova u indastriji a svim repablikama manja, sma-njuje se i adeo investicija u toka (koje sa zbog visokih sto-pa rasta f iksnih fondova u industriji na jveče) u. fiksnim f on-dovima na licu mesta što 5e verovatno jedan od razloga da sa intervalni proizvodni koeficioenti u dmgom delu perioda zna-cajno veci. Negativna korelacija izmedou prosečne stope ra-sta fiksnih fondova i intervalnili proizvodnih. koeficijenata je veoma izrazita^ kako izmedja repablika tako i izmedju oba potperioda unatar republika, Apsorpcioni kapacitet privrede se pokazao kao veoma realan fenomen. Zbog autokorelacije odstupanja ocene interval-nog kao i prosečnog proizvodnog koeficijenta, njegove dinami-ke i elasticiteta na bazi proizvodne fonkcije nisu. toliko po-azdane kao u normalnim slucaoevimae RasDored odstupanja od proizvodnih. funkcioa je veoma karakteris zioanc Na osnova tran-sformiranih relacija se ispostavilo da su intervalni proizvo-dni koeficijenti za Srbiju, Hrvatsku, Slovenija i BiH značaj-no veči od odgovaia jucih koeficijenata za Makedonija i Crnu Gora. U pomenate cetiri repablike jje trend prosečnog Droiz-vodnog koeficijenta znacajan, što nije slačaj za Makedonija i Crna Gora. Kako kod prosečnih tako i kod intervalnih. proizvod- 441 • nih. koeficijenata trebalo bi jednom detaljnijom analizom po~ kušati da se pobliže utvrde razlozi ovih. lazlika i odstupa-nja karakterističnih za indastrijiig a pre svega «je potrebno ispitati efekte granske strukture industrioe«, 13o Velike varijacije godišrgih vrednosti ote-žavaju diskriminaciju različitih hipoteza o karakterističnim tendencijama proizvodnog koeficijenta u poljoprivredi«, Ocene parametara proizvodnih funkcija na bazi fiksnih fondova ima-ju u. poljoprivredi velike staadardne greške, ali je zbog spe-cifičnosti poljoprivrede teško aočiti neka zadovoljavajaču alternativu koja bi rešila _sve probleme$ Posmatrano za ceo period, prosečne stope rasta fiksnih fondova i društvenog proizvoda poljoprivrede su a svim repablikama veoma slične. Pošto obe iznose negde oko 4% godišnje trend prosečnog proiz~ vodnog koeficijenta a polooprivredi nije značajan0 U drugom dela perioda stagnacija poljoprivredne proizvodnje osetno usporava stopa rasta privrede a celinio 14e Vrednosti prosečnih kao i intervalnih. proiz-vodnih koeficijenata za saobracaj su osetno niže nego u dru-gim sektorimao Medjutim^ rastuci trend prosečnog proizvodnog koeficijenta u saobracaja je značajan a svim slačaoevima, di-namika njegovog porasta je daleko veca nego u dragim sekto= rima - saobracaj pokazuje u tom perioda karakteristike infra-strakture u privredi koja se brzo razvija« Naime9 zbog inten-zivnijeg iskorištavanja njegovih kapaciteta je mogaca velika razlika izmedju prosečnih. stopa rasta društvenog proizvoda i fiksnih fondova koji iznose9 respektivno, 10?l% i 3»1% za Ju-goslavija; vrednosti po republikama su veoma sličneo Zbog to-ga vrši saobracaj znatan uticaj i na porast globalnog proiz-vodnog koeficijenta, kako direktno tako i indirektno preko strukturne komponente« 15o Rezidaalni sektor ostalo obuhvata aglavnom radno intenzivne delatnostij tako da sa prosečni i interval-ni proizvodni koeficijenti viši nego u dragim sektorima0 Ovaj sektor obulivata oko 1/5 društvenog proizvoda i oko 8% fiksnih fondova privrede0 Porast fiksnih fondova je brži ne- 442. go u poljoprivredi i saobracajuu Kako prosecni, tako i inter-valni proizvodni koeficijenti su niži u manje razvijenim re-publikama, gde je prosečni proizvodni koeficijent približno konstantan, dok u. razvijenijim republikama, kao i a Jugosla-viji kao celini, znacajno mada amereno raste« 160 Modelska analiza posmatranog perioda za Ju-goslaviju u celini pokazuje da se, ukoliko se uzme za krite-rijum stabilnost proizvodne funkcije na bazi fiksnih. fondova ovaj period može smatrati homogenim, Medjutim, u odnosa na skup instrumentalnih varijabli period 1952°-1962o nije honio-gen vec potperiodi 1952-1958<> i 1958-1962« pokazuju u tom po-gledu suprotne tendencije kako u globalu tako i a sektorima. Naime, za prvi period je karakteristična niska proaečna stopa rasta noviii investicija u privredi (3»7%)> opa-danje stope akumalacije i velike promene u sektorskoj struk-turi investicija: acešce novih. investicija ii industriju a pri-vrednim investicijama naglo opada^ dok ucešce drugih sektora brzo rastee Karakteristike drugog potperioda su baš suprotnes vis^ka stopa rasta novih investicija a privredi (10,8%), po-vedanje stope akumalacije uz dosta umereno menjanje sektor-ske strukture investicioa, gde industrija opet povecava uče-Š6e na racun poljoprivrede i saobračaoao Dok sa proizvodne funkcije kao tehnološko-orga-nizacioni odnos relativno stabilne, instrumentalne relacije se mogu u zavisnosti od ekonomske politike dosta brzo i oset-no menjati« Uporedjivarge predratnog i posleratnog perioda je takodje pokazalo da intervalni proizvodni koeficijenti 2a oba perioda nisu zna5ajno različiti, dok su razlike u instru-mentalnim varijablama veoma zna5ajne0 17o Dagorocna analiza privrednog razvoja Jago-slavije je otežana nizom specifičnih okolnosti zbog kojih se odredjene dugoročne tendencioe prekidaja« Ukapni prosečni proizvodni koeficijent pokazuje znacajan porast a toku celog perioda koji biva prekidan na početku. tridesetih i pedesetih godina. Ovaj je porast značajan i a predratnom i u poslerat-nom perioda posebno«, Medjatim, za razlika od rezaltata za 44% period 1952-1962, u periodu 1910-1953° strukturna komponenta predstavlja predominantan faktor porasta ukupnog proizvodnog koeficijentao Pravac strukturnih promena je u predratnom pe-riodu. isti kao i u posleratnom, ali se ovi periodi veoma zna-čajno razlikuju u. pogleda intenziteta strukturnih. promena« Dok u. perioda 1910-1931o efekat strukturne komponente predstavlja oko 3/4 porasta ukupnog proizvodnog koeficijenta^ dotle su vanredno brze promene strukture fiksnih fondova u. prvoj deka-di posle rata bile toliko velike da je ukupni proizvodni koe-ficijent porastao n odnosu. na predratni uprkos negativnom in-trasektorskom efektu. Najverovatnije smo tek ašli a faza pri-vrednog razvoja gde če intrasektorski efekti predstavljati glavni faktor promena u globalnom proizvodnom koeficijentiio Naime, a perioda 1952-1962O su oba efekta bila pozitivna; in-trasektorski je vedi od intersektorskog« Proizvodna funkcija na bazi fiksnih fondova za period 1920-1959» kao i za predratni i posleratni period po~ jedinačnoj nije stabilna u vremena iz več poznatih. razloga tako da može poslužiti samo kao približna deskripcija neke prosečne tendencije a odgovarajacem perioduu U periodu 1920-1959» su fiksni fondovi rasli po prosečnoj stopi od 2,1%, društveni proizvod 39^% tako da jje sekalarni porast akapnog proizvodnog koeficijenta od 1% godišnje ostvaren uprkos rat-nim razaranjima i drugim poremeca jima sa strane u toku. peri-oda0 Odraz velikiii privrednih i draštvenib promena izmedja predratnog i posleratnog perioda su i velike razli-ke \i dinamici privrednog rasta* Prosečna stopa rasta fiksnih. fondova je porasla od 1^8% na 493%> društvenog proizvoda od 2,5% na 6,4%, a ukupnog proizvodnog koeficijenta od 0^7% na 2% godišnje« Ove su razlike nešto manje akoliko posmatraiao kao reprezentativnije za dugoročne tendencije period 1920-1929o iz predratnog i period 1951-1959» iz posleratnog pe-rioda: prosečna stopa rasta društvenog proizvoda iznosi 4,7% i 8,2%, a proizvodnog koeficijenta 295% i 3»9%> respektivno« Interesantno je da porast proizvodnog koeficijenta \i ovom periodu posle rata predstavlja praktično nastavak porasta 444. iz perioda iz 1920-1929, s tim da je trend sada strmiji. Analiza ovih rezultata ukazuje na prednosti eko-nomske politike brzog privrednog razvoja posle rata: politika relativno visoke stope učešda investicija u fiksne fondove u okvirima socijalistickog draštvenog aredjenja je dovela do impozantnog ubrzanja privrednog razvoja a da to nije dovelo do smanoenja intervalnog proizvodnog koeficijenta, dok je pro-sečni proizvodni koeficijent čak značajno porastao kao posle-dica brze strukturne transformacije koja je omogudena takvim tempom investiranga« Proizvodni koefici.jenti i politika privrednog razvo.ja 18, Činjenica da sa proizvodni koeficijenti a velikoj meri determinisani tehnološkim faktorima, važnost fik-snih fondova kao nosioca opredmecenog tehničkog progresa i se-kalarna tendencioa porasta fiksnih fondova po zaposlenom uka-zuje na važnost fiksnih fondova odnosno investicija za dalju ekspanzija proizvodnje. Isto važi i za iskorišcavanje pozitiv-nog efekta struktarne komponente na porast globalnog proizvod-nog koeficijenta. Medjutim, mogačnosti ekstenzivnog razvoja sa ograničene ne samo raspoloživošcu sredstava za investicije i preferencijama društva, ved i proizvodnim i organizacionim karakteristikama privrede« Naime, posle odredjene granice in-te]?valni proizvodni koeficijent pada kada se stopa rasta fik-snih fondova odnosno učešče investicija u draštvenom proizvo-du povečava, sa jedne strane, a i efekat strukturne komponen-te je takodje ograničen medjusektorskim zavisnostima, sa dru-ge strane« Činjenice da se efikasnost investirarga ispolja-va tek preko efikasnosti iskorišcavanja upotrebne vrednosti fiksnih fondova, da je kapacitet privrede u smislu mogacno-sti efikasnog apsorbovanja aloženili sredstava ograničen, da je proizvodni koeficijent u velikoo meri zavisan od tehno-loškog napretka, akazuja na presadna važnost faktora razlici-tih. od fiksnih fondova za intenzifikacija privrednog razvoja* Fiksni fondovi kao najvažniji faktor proizvodnje u telniološkom smislu i sredstvo za avodjenje opredmecenog 445. tehničkog progresa su potreban, ali ne i dovoljan uslov br-zog privrednog rasta* Oni predstavljaju neki potencijalni proizvodni kapacitet privrede ali je stvarno iskoriščavanje njihove upotrebne vrednosti kao faktora proizvodnje rezultat delovanja i odlaka Ijudi što ukazuje na elemenat društvene uslovljenosti proizvodnih koeficijenatac Adekvatna ulaganja u obrazovanje, zdravstvof naučna istraživanja, poboljšanje organizacije kako na mikro nivou tako i u narodnoj privredi kao celini predstavljaju nerazdvojne elemente stvaranja pro-izvodnog potencijala draštva jer utica na kvalitet faktora proizvodnje* Politika koja vodi računa o povečanju apsorpci-onog kapaciteta privrede i selektivnosti kod investicija tre-ba da obezbedi najbolji moguci efekat sa stanovišta privrede u celini« Optimalna alokacjga ograničenJLh. resarsa draštva u povečanje kvantiteta i kvaliteta faktora proizvodnje znači da ce pozitivne strane politike brzog privrednog razvcga biti iskorišcene prema realnim mogucnostima društva0 19» Empirički proizvodni koeficijenti odražava-ju, za razlika od tehnoloških proizvodnih koeficigenata, ex post odnose izmedju. kvantiteta fiksnih fondova i proizvoda« Razlike odnosno promene u proizvodnim koeficijentima predsta-vljaja zaoednički efekat svih ostalili faktora koji aticu na proizvodnju osim definisanog kvantiteta fiksnih fondova tako da ce stabilnost proizvodne funkcije na bazi fiksnih fondova ukazivati na pravilnost kretanja uticaja svih ostalih fakto-ra koji a ovoj aprošceiioj proizvodnoj fankclji nisa ekspli-citno uzeti a obzir? akljačaoaci privredni sistem i slucajne faktore. Za makro analizu proizvodnih koeficijenata je karak-teristično da je mogače uočiti samo najjasnije tendencije i veze koje moga biti značajne za opštu formalacija privredne politike dok se osnovni uzroci i mehanizam odluka koji je doveo do tih sumarnih rezaltata ne moga astanoviti pomodu ova-kvog sintetičkog posmatranja*, Zbog toga je i veoma teško dati adekvatnu interpretaciju. njihove veličine odnosno promena jer se ne radi samo 0 velikom. broja relevantnili faktora^ vec i o kompenzaciji tih pojedinili uticaja jer je dat samo sumarni efekat ovih kompleksnili medjuzavisnostio 446. Primena proizvodnih koeficijenata 20« Osnovna funkcija proizvodnog koeficijenta fiksnitL fondova kao instrumenta ekonomske analize je u tome što služi kao proizvodna relacija koja ocenjuje telinološko-organizacioni odnos izmedju kvantiteta fiksnih fondova i pro-izvoda i tako predstavlja prvu aproksimaciju mogucnosti tran-sformacije uloženih sredstava u realne fiksne fondove i pre-ko njih u. povedanje proizvodnoe a datim uslovima. I^oizvodna funkcija na bazi fiksnih fondova aproksimira veoma t^strak-tan pojair proizvodnog kapaciteta društva preko efektivnosti fiksnih londova pod konkretnim prirodnim, demografskim, stru-ktarnim, tehnološkim i institucionalnim aslovima0 Aproksimi-ranjem kretanja proizvodnog koeficijenta opisaje odnosno pred-vidja sumarni efekat ostalih faktora i uz odredjivanje kreta-nja fiksnih. fondova je mogace pomocu. jednostavnog modela dati pi?va aproksimaciju nekih kvantitativnih karakteristika pri-vrednog razvoja. 21« Model rasta na bazi proizvodnih koeficije-nata je pogodan za planiranje kao model za prvu. aproksimaci-ja plana jer je operativniji od sličnih alternativa« Naime, odnosi se na u opštem slučaju telinološko najznacajniji fak-tor proizvodnje i tako odredjenije ukazuje na značaj i inten-zitet akcija koje treba preduzeti, uzimajuci u. obzir nivo investicija, njihov udeo u društvenom proizvodu odnosno sek-torsku alokaciju, Medjutim, i ovako jednostavan model sadrži osnovne elemente plana: proizvodnu funkciou kao objektivno data zavisnost odnosno ograničenge, sa jedne strane, i in-strumentalna relacija kao rezultat odlake o izbora izmedja više altemativa, sa drage strane«, Konstruisani iaodel na ba-zi proizvodnih koeficijenata je pokazao da se model rasta može uz relativno jednostavne promene ačiniti fleksibilnijim, što znači adekvatnijim za analizu proteklog perioda i apli-kativnijim za predvidjanoe i planiranje« Medjutim, treba ukazati na činoenicu da uprkos tome što proizvodni koeficijenti zbog svoje relativne sta-bilnosti predstavljaju u. postapka planiranja strukturne in- 447. varijante, oni sami zavise od odluka koje sadrži plan zbog toga što zavise od strukture i dinamike planiranog razvoja. Problemi oko strukture sa u tome što sektorski proizvodni koeficijenti nisa medjasobno nezavisni, dok je zavisnost intervalnog proizvodnog koeficijenta od dinamike rasta fik-snih f ondova odnosno učešča investicija u društvenom proiz-voda teško kvantificirati. 22. Mada proizvodni koeficijent predstavlja ograničenje jer definiše na koji je način moguce pomocu. po-rasta fiksnih fondova a datim uslovima povečati proizvodnja, ovo je ograniSenje dosta fleksibilno i a osetnoj meri rezal-tat efikasnosti organizacije draštva kao celine. Stoga je analiza proizvodnih koeficijenata interesantna za proverava-nje efikasnosti ekonomske politike i organizacije u privre-di jer je \i varijacijama proizvodnih koeficijenata vec eli-minisan uticaj kvantiteta fiksnih fondova kao veoma važnog materijalnog faktora proizvodnje. Mada proizvodni koefici-jenti sadrže elemente za ocenu efikasnosti organizacije pri-vrede, njihova upotrebljivost a ovu svriia je ograničena ger je taj efekat veoma teško odvojiti od uticaja ostalih fak-tora. 23« Proizvodni koeficijenti fiksnih fondova ne pokazuou ni 5isti doprinos proizvodnji koji potiče od fik-snih fondova ni njiliov udeo u raspodeli dohotka. Oni ne mo-gu. predstavljati čista meru opšte efikasnosti privrede ni samo efikasnosti fiksnih fondova jer zavise i od supstitu-cije faktora proizvodnje. Opšta efikasnost privredne delat-nosti se ne može oceniti pomoču proizvodnili koeficijenata jer nisa poznati ni ostali raspoloživi resursi ni struktura preferenciga draštva. Proizvodni koeficijent kao ex post odnos ne meri ni maksimalne ni optimalne mogučnosti neke privrede odnosno njen kapacitet. Pored toga, on ne može da služi kao kriterijum za investiranje jer ne uzima u obzir potrebu za ostalim faktorima proizvodnje, a pored toga fik-sni fondovi ne predstavljaju. onaj pi^joizvodni faktor a odno-su na koji se u krajnjoj meri optimizira proizvodna delat-nost društva. 448. 24«, Moglo bi se reci da je interesovarge za pro-izvodni koeficijent fiksnih fondova u drugoj polovini ovog veka rezultat velikih. promena u alozi ekonomske nauke kao fak-tora privrednog razvoja u vezi sa promenama a sveta. Makro ekonomska analiza je postala sve interesantnija, ne samo u. teoretskom pogledu. vec kao osnov za usmeravanje privrede i elemenat za ubrzanje privrednog razvcga. Pošto je proizvodni koeficijent invarijantan a odnosu. na podelu proizvoda izme-dju različitih. institucionalnih. grupa, on polazi od rezul-tata sa stanovišta draštva kao celine kada ga aporedjuje sa uloženim sredstvima tako da bismo ga mogli smatrati društve-nom stopom dobiti, Može se zaključiti da uprkos jednostavnosti je-dnofaktorskog modela na kome se zasnivaju proizvodni koefi-cijenti fiksnih fondova ova razmatranja i rezultati empirič-ke analize ukazajvi na njegovu korisnost kao instrumenta ma-kroekonomske analize. Mada je zbog kompleksnosti odnosa koji on odražava potrebno stalno imati a vida aslove pod kojima je proizvodni koeficijent fiksnih fondova definisan i ogra-ničenja koja iz toga proizilaze, on predstavlja na nekim !>odruč;jima veoma značajnu alternativu dragim instrumentima ekonomske analize* Potrebe daltje^ istraživaruia 25, Bilo bi potrebno da se ceo metodološki pristap primeni i kod ispitivarga tendencioa promene proiz-vodnih koeficijenata po granama i grapacijama, a ciloa atvr-djivanja veličinai stabilnosti i dinamike prosečnili i inter-valnih proizvodnih koeficijenata na tom nivou agregacijeo Jedna ovakva analiza bi nam pored informacija o karakteris-tikama proizvodnih. koeficijenata na tom nivoa agregacije mo-gla dati značajne informacioe o tome gde treba pre svega tražiti uzroke promena odnosno razlika \i proizvodnim koefici-oentima za ispitivane sektore, u granskoj straktari sektora ili u nekim dragim faktorima« Pošto su podaci o novoj vred-nosti fiksnih. fondova na tom nivou veoma oskadni, za neke 449. slučajeve bilo bi interesantno ispitati stabilnost odnosa izmedju brato investicioa i priraštaja proizvoda a vezi sa predloženom aproksimacijom proizvodne funkcije. Kao interesantan problem za dalje istraživanje namece se detalonije ispitivanje azroka promena u. proizvod-niin koeficijentima« Mada je zbog prirode problema teško oče-kivati odredjene i specifične zaključke, vremenska serija od-stapanja od pojedinili proizvodnili fonkcija predstavlja s tim u vezi polazna osnova za jednu detaljnioa istorijsku. analiza aticaoa specifičnih i opštih, kvantitativnih kao i kvalita-tivnih. faktora na promene u proizvodnim koeficijentima. Po-red toga, potrebno je stalno pratiti privredna kretanja i u-ključivati nove informacije a ispitivane relacije da bi se zapazile promene u dosadašnoim tendencioama i obezbedila adekvatna osnova za kontinairani pristup planiranja. P R I L 0 Z I 451. I. ANALIZA PROIZVODNIH KOEFICUENATA ZA JUGOSLOVENSKE REPUBLIKE I NEKE STRANE ZEMLJE S R B I J A Izučavanje proizvodnih koeficijenata za Srbiju je posebno interesantno iz dva razloga. Prvo, Srbija kao naša največa republika u kojoj se nalazi nešto više od 1/3 svih jugoslovenskih pro-izvodnih fiksnih fondova i koja daje preko 1/3 našeg društvenog proizvoda, zbog velikog pondera veoma značajno utiče na vrednosti proizvodnih koeficijenata za Jugoslaviju, tako da je važno da se uoče tendencije koje su za nju karakteristične. Drugo, Srbija predstavlja najvažniji poljoprivredni rejon Jugoslavije dajuči približno 1/2 naše poljoprivredne proizvodnje, U njezinoj strukturi zauzima poljoprivreda važnije mesto nego u bilo kojoj drugoj republici, čak i na kraju perioda poljoprivreda predstavlja preko 1/3 proizvodnih fiksnih fondova odnosno proizvoda republike. Ukoliko bi se kod fiksnih fondova uzela u obzir i vrednost zemljlšta, odnosno obračunavala vrednost društvenog proiz-voda po sadašnjim cenama, značaj poljoprivrede u privredi Srbije jošbi više došao do izražaja^ A. ANALIZA EMPIRICKIH PROSECNIH PROIZVODNIH KOEFICIJENATA FIKSNIH FONDOVA Vrednosti prosečnih proizvodnih koeficijenata za Srbiju za ranije definisane agregate, koje su izračunate iz osnovnih podataka za društveni proizvod i fiksne fondove za period 1952—1962, date su u tabeli S—1. Kao za sve ostale republike, metodologija istraživanja obrazložena je ranije, tako da če se ovde prezentirati samo rezultati empiričkog dela lstraživanja sa komentarom. 1. Dinamilca prosečnog proizvodnog koeficijenta Zaključci o značajnosti trenda prosečnog proizvodnog koeficijenta za global i pojedi-ne sektore, na osnovu Kendallovog testa, potpuno su istovetni sa onima za Jugoslaviju u celini. Po-ljoprivreda, gradjevinarstvo i zanatstvo ne pokazuju nikakav značajan trend prosečnog proizvodnog koeficijentas dok je porast prosečnog koeficijenta značajan u ostalim slučajevima. Relativni porast fiksnih fondova u Srbiji je takodje veoma sličan porastu fiksnih fon-dova u Jugoslaviji, ikako za global tako i za pojedine sektore. TftbeU S-l PROSEČNI PROIZVODNI KOEPICIJENTI PIKSNIH PONDOVA ZA SRBIJU (ukupno i po privrednim oblastima) Ukupno privreda Industrija poljopriv-reda Saobracaj Ostalo + Gradjevi-narstvo Zanatstvo Ostalo 1952, 0,1247 0 2342 0,3185 0,2664 0,0381 0,7962 1,2069 0,5918 0:7901 195a 0,1534 0,2838 0 3114 0,4217 0,0403 08198 1,1731 0 6448 0,8123 1954. 0,1448 0.2652 0,3212 0,3299 0,0419 0 8695 1,3348 0,7192 0,7950 1955, 0,1622 0,2943 0,3460 0,3953 0,0511 0,8506 1.1653 0s7299 0,8114 • C\J 1956. 0,1493 0 2682 0,3563 0,2915 0,0486 0,8359 0.9919 0,7327 0.8460 1957, 0,1915 03405 0,4060 0,4625 0 0546 0.9246 1,1523 0,7596 ' 0,9474 1958 0,1788 0 3149 0,4410 0,3291 0,0616 0,9040 1,0106 0,7636 0 9524 1959, 0.2182 0,3813 0,4619 0,5179 0,0663 0,9354 1 0849 0,7416 0,9924 1960.- 0,2093 0,3610 0,4890 0,3913 0,0794 0,9350 1,1925 0,6926 0,9708 1961, 0,2016 0,3444 0,4577 0,3451 0,0738 0,9753 1,4868 0,7108 0,9206 1962, 0,2026 0,3448 0,4515 0,3495 0,0732 0,9399 1,5012 0,6835 0,8596 4-53. Tabela s—2 VREDNOSTI S ZA SIGNIPIKANTNOST TRENDA PROSEČNOG PROIZVODNOG KOEPICIJENTA Srbija, 1952-1962. Ukupno 37++ privreda 37++ Industrlja . 33++ poljoprivreda 13 Saobračaj 47++ Ostalo + 43++ Gradjevinarstvo 7 Zanatstvo 13 Ostalo 31++ + Trend značajan na nivou 5%. ++ Trend značajan na nivou l%. Ako uporedimo prosečne stope porasta prosečnog proizvodnog koeficijenta iz tabele S-3 sa zaključcima o značajnosti trenda iz tabele S-2, vidimo da poljoprivreda opet pokazuje veču prosečnu stopu rasta prosečnog proizvodnog koeficijenta od sektora ostalo+, dok bi ustvari trebalo Tabela S—3 DINAMIKA PROSEČNOG PROIZVODNOG KOEPICIJENTA NA BAZI EMPIRIČKIH VREDNOSTI ZA 1952. I 1962 GODINU indeks P 1962/1952U K P prosečna stopa rasta p za period 1952-62. (u%) Ukupno privreda 244 244 150 166 162 147 4,9 3,9 Industrija poljoprivreda Saobračaj Ostalo +- 337 194 263 215 238 148 136 182 142 131 192 118 3,5 2,7 6,7 1,7 Gradjevinarstvo Zanatstvo Ostalo 253 164 221 203 142 203 124 115 109 2,2 1,4 0,8 da bude obmuto. Naime, 1952. godina je slučajno bila veoma loša što se tiče poljoprivrede, tako da porast do 1962. godine izgleda veči nego što jeste ako se posmatra tendencija perioda kao celine; . 454. dok je vrednost za sektor ostalo u 1962. godine slučajno niža u odnosu na prethodnu. U ovim slu-čajevima odnosi, izračunati na osnovu vrednosti za prvu i poslednju godinu, iskrivljuju pravu sliku odnosa. 2. Strukturn. karakteristike Razlike u sektorskim prosečnim proizvodnim koeficijentima su veomaizrazite. Ako posmatramo relativne sektorske proizvodne koeficijente, jedino je relativni koeficijent za saobračaj manji od 1, za industriju i poljoprivredu kreče se od 1 do 1,5, a za sektor ostalo* nešto ispod 3. Od-nosi su inače veoma slionii onima za Jugoslaviju, i ovde su vrednosti za ostalcv dvanaest do dvade-set puta veče od onih za saobračaj. Razlike su još veče ako se ove poslednje uporede sa onima za gradjevinarstvo. U odnosu na vrednosti za Jugoslaviju jedino je relativni proizvodni koeficijent za sektor ostalo, i preko toga za sektor ostalo , za Srbiju veči. Vrednosti za saobracaj su očito najniže, a vrednosti za sektor ostalo najviše; Kniskal-Wallisov test za sva četiri velika sektora pokazuje, naravno, značajne razlike. Medjutim, vrednosti prosečnog proizvodnog koeficijenta za industriju i poljoprivredu u proteklom periodu se prema Wilcoxonovom testu ne razlikuju U rodnim godinama je prosečni proizvodni koeficijent za poljoprivredu veči od odgovarajučeg za industriju, i obrnuto. Isto tako i analiza rangova sektorskih vrednosti za pojedine godine ukazuje na veoma značajne razlike jer se rangovi sektorskih koeficijenata praktično uopšte ne menjaju u celom periodu. U svim godinama gradjevinarstvo zauzima rang 1, zanatstvo 2, ostalo 3, saobračaj 6; jedino se rango vi za industriju i poljoprivredu ispreplicu, zauzimajuči alternativno rangove 4 ili 5. Ovi rezultati ukazuju na veoma izrazite razlike izmedju pojedinih sektorskih proseč-nih proizvodnih koeficijenata, jedino se razlike za poljoprivredu i industriju u tom periodu nisu po= kazale značajnim, U sledečem odeljku če se pokušati oceniti uticaj strukture odnosno strukturaih promena na vrednost globalnog proizvodnog koeficijenta. 3. Uticaj strukfurnih prom.na na dinamiicu giobalnog proizvodnog koeficijj.nta Analizirajuci empiričke vrednosti prosečnog proizvodnog koeficijenta, interesantno je pokušati da se ukupna promena globalnog proizvodnog koeficijenta dekomponuje na čisti efekat promena sektorskih proizvodnih koeficijenata i čisti efekat promene strukture. Globalni proizvodni koeficijent za Srbiju porastao je izmedju 1952. i 1962. za nešto manje od polovme. U ovom slucaju su ocene pomoču Laspeyresove i Paaschejeve metode podudaraju, moglo bi se reči da približno 21% porasta globalnog koeficijenta otpada na strukturnu komponentu, a 79% na povečanje sektorskih pro izvodnih koeficijenata. Odnosno, kodispoljene promene sektorskih koeficijenata za četiri velika sektora izmedju 1952. i 1962. godine globalni proizvodni koeficijenat bi uznepromenjenu strukturu porastao na 135% početne vrednosti; sama promena strukture u tom penodu povečala bi globalni koe-ficijent za 9,5%. Obe komponente deluju u pravcu povečanja globalnog proizvodnog koeficijenta, ali :i' Tabela S-4 RELATIVNI PR06EČNI PROIZVODNI KOEPICIJENT ZA SRBIJU privreda industrija poljoprivreda Saobračaj Ostalo Gradjevinarstvo Zanatstvo Ostalo 1952. 100 1,36 1,14 1953. 1,00 1,10 1,49 1954, 1,00 1,21 1,24 1955 1,00 1,18 1,34 1956 100 1,33 1,09 1957. 1,00 1,19 1,36 1958. 1,00 1,40 1,05 1959 1 00 1,21 1,36 1960. 1,00 1 35 1,08 1961 1,00 1,33 1,00 1962. 1,00 131 1,01 0,16 3 40 0,14 2,89 046 3,28 017 2,89 0,18 3,12 0,16 2 72 0 20 2 87 017 2:45 0,22 2 59 0:21 283 0,21 2,73 5,15 2,53 3,37 4,13 227 2,86 5rO3 2,71 3,00 3,96 2,48 2.76 3,70 2 73 3,15 3,38 2,23 2,78 3,21 2,43 3,03 2,84 1,94 2,60 3,30 1.92 2,69 4,32 2,06 2,67 4,35 1,98 2,49 4-56 o je uloga struktume proraene u odnosu na promene sektorskih proizvodnih koeficijenata manje zna-čajna za Srbiju nego što je to slučaj za Jugoslavlju u celinL Tabela S—5 STRUKTURNA KOMPONENTA I STANDARDIZIRANI INDEKS GLOBALNOG PROIZVODNOG KOEPICUENTA NA BAZI EMPIRIČKIH VREDNOOTI ZA 1952. I 1962, GODINU Srbija Empiričke vrednosti Hipotetičke vrednosti Struktuma komponenta Standardizirani indeks poo Ptt *p 0 2338 0 3456 147 8 pot pto 0,2559 0,3154 *w(P) 109,5 109,6 lB{I>) b(P) 134,9 135.0 Vidi napotnenu uz tabelu 5 B. ANALIZA INTERVALNIH I PROSEČNIH PROIZVODNIH KOEFICI-CIJENATA FIKSNIH FONDOVA NA BAZI PROIZVODNE FUNKCIJE Najvažniji rezultati za proizvodne funkcije za Srbiju dati su u tabeli S-6. Svi koefi-cijenti korelacije su visoki, osim onoga za poljoprivredu, gde linearna korelacija nije značajna na nivou 5%, ali se pretpostavka o nepostojanju linearne asocijacije izmedju fiksnih fondova i društve-nog proizvoda u poljoprivredi može odbaciti na nivou signifikantnosti od 1%. Ovde četiri od devet proizvodnih funkcija pokazuj u značajnu pozitivnu autokorelaci-ju odstupanja, to su industrija i sva tri sektora koja sačinjavaju sektor ostalo ,, Interesantno je primetiti da uprkos tome sektor ostalo ne pokazuje značajnu autokorelaciju odstupanja, očito se promene tendencija u tim sektorima ne superponiraju nego se kompenziraju unutar agregata, Nešto slično se dešava i u privredi, gde su odstupanja u industriji značajno pozitivno autokorelirana a odstupanja u poljoprivredi pokazuju izvesnu negativnu autokorelaciju (mada ne značajnu). Ali je u globalu slučajnost odstupanja van svake diskusije. TabelaS-6 PROEVODNA PUNKCIJA NA BAZI FIKSNIH PONDOVA ZA SRBIJU (PO PRIVREDNIM OBLASTIMA) Vremenska serija 1952— 19973 0,994 0,92^ 2,65 1,48 2,21 l,02+ 2,91 1,62 2,43 0,2840-0,4783 0,3666-0,3828 0,0421-0,0798 0,8328-0,9678 0,4107 0,3739 0,0586 0,8994 Gradjevinarstro 1,7078 Zanatstvo 0,7826 Ostalo 1,0074 (0,2126) (0,1291) /0,0816) - 13,5 - 3.4 - 8,5 0,937 0,896 0,972 0,90++ 0,56 0,65 ¦*+ 0,99++ 0,62 0,71++ 1,0425-1,3808 0,6954-0,7211 0,8522-0,9309 1,2304 0,7077 0,8909 + Nivo signifikantnosti 5% ++ Nivo signifikantnosti 1% G»f g-1 co 160 140 120 100 80 60 40 20 • a ODSTUPANJA OODIŠNJIH VREDNO8TI PROIZVODA OD VREDNOSTI NA BAZI HIOIZVODNIH PUNKCIA , SRBIJA, 1952 - 1962. ) u —Ukupno p —Privreda * —Industiija. pp —Poljoprivreda " —Saobračaj š — Gradjevinaretvo ° —ostalo • p *pp • u pp 9PP • P %PP >L l p a, it • ° •p r • 6 pp • 6 -20 -40 -60 -80 -100 -120 -140 -160 •P pp •pp o •j IV 9pp P « *• »pp •pp 1952 1953 1954 1955 1956 1957 1958 1959 1960 1961 1962 459. Naravno, zbog signifikantne korelacije odstupanja i teoretske vrednosti prosečnog proizvodnog koeficijentaza ta četiri slučaja iz tabele Sr6, kao i odgovarajuci izvedeni indikatori u tabeli S-7, ne mogu se smatrati potpuno adekvatnim jer su izračunati pod pretpostavkom linear-nosti proizvodne funkcije odnosno konstantnosti intervalnog proizvodnog koeficijenta, dok testovi pokazuju da takav odnos izmedju definiranih veličina ne postoji. Zbog toga treba u takvim slučaje-vima vrednosti u tabeli S—6 smatrati samo jednom grubom aproksimacijom u smislu deskriptivne regresije (koja jedino donekle popravlja efekat slučajnosti odstupanja prve i poslednje godine u od-nosu na ostale) jer simultano ocenjivanje vrednosti prosečnog i intervalnog proizvodnog koeficijenta, koje se bazira na uobičajenim pretpostavkama o proizvodnim koeficijentima, zadržava svoj puni smi-sao samo kod pravilne strukturne specifikacije. Ako se utvrdilo da se linearna specifikacija proiz-vodne funkcije ne može smatrati adekvatnora onda nema baš mnogo smisla reči !da postoji neka kon-stantna vrednost intervalnog proizvodnog koeficijenta, odnosno nju izračunavati, ako se zna da se ona menja. U takvim slučajevima se kao altemativa postavlja traženje nekih nelinearnih oblika specifikacije koji bi pravilnije specificirali taj empirički odnos. Odnosno, može se pokušati da se jedan takav oblik aproksimira linearnim segmentima tako da se može i dalje ostati u okvirima linea-rnih proizvodnih funkcija i izražavanja pomoču konstantnog intervalnog proizvodnog koeficijenta. Sektori gradjevinarstvo, zanatstvo i ostalo, koji su zajednički predstavljeni sektorom ostalo+ oči-gledno pojedinačno nisu toliko važni da bi se isplatilo detaljnije istraživanje u ovakvom tipu mak-roekonomske analize. To nije slučaj sa industrijom, no pošto pokazuje industrija slična odstupanja u svim republikama, taj če se problem detaljnije obraditi u komparativnoj analizi republika. Prosečna stopa rasta proizvodnog koeficijenta na osnovu proizvodne funkcije je za global nešto niža od one iz tabele S-3, dok je za industriju osetnije viša, a za poljoprivredu oset-nija niža. Slobodni.član je značajan u globalu, industriji, saobračaju i sektoru ostalo+, od četiri velika sektora jedino poljoprivreda ne pokazuje porast prosečnog proizvodnog koeficijenta u pos-matranom periodu. Takodje, elasticiteti proizvodnje u odnosu na fiksne fondove su za taj period veči od jedinice, u svim sektorima je relativni porast društvenog proizvoda bio veci od relativnog pbra-sta fiksnih fondova. Sledi da je elasticitet prosečnog proizvodnog koeficijenta u odnosu na porast fiksnih fondova svugde pozitivan. Mada se numerička vrednost elasticiteta u toku perioda u nekim slučajevima dosta smanjila, i u sektorima sa najbržim porastom fiksnih fondova tempo investiranja u proteklom periodu nije doveo do smanjenja prosečnog proizvodnog koeficijentao Dijagram odstupanja empiričkih godišnjih vrednosti društvenog proizvoda od pojedi-nih proizvodnih funkcija pokazuje veoma sli čnu sliku onoj za Jugoslaviju. Jedino je u Srbiji 196L godina zbog jakog uticaja poljoprivredne proizvodnje več izrazito loša. Takodje, u svim godinama predznak odstupanja za privredu je jednak predznaku odstupanja za poljoprivredu, dok to često nije slučaj u odnosu na industriju. Važe isti osnovni zaključci kao za Jugoslaviju u celini. Testiranje jednakosti sektorskih intervalnih proizvodnih koeficijenata nailazi na iste poteškoče koje su več diskutirane u odgovarajucem odeljku za Jugoslaviju. Največa smetnja je svakako vanredno velika varijabilnost koeficijenta za poljoprivredu, pogotovo kad se uzme u obzir i njen uticaj na heterogenost varijansi. Tabela S-7 DINAMIKA PROSECNOG PROIZVODNOG KOEPICUENTA NA BAZI PROIZVODNE PUNKCIJE Srbija, period 1952-1962, ks porasta Prosečna stopa rasta p(u%) Znacajnost slobodnog ^ člana f =_iPL * SEb Elasticitet prosečnog proizvodnog koeficijenta 1952, 1962. Elasticitet 1952. proizvodnje 1962. 151 4,2 -4,88 ++ 1,53 0,67 2,53 1,67 139 3,3 -4,00 ++ 0,99 0,43 1,99 1,43 168 5,3 (-5,58) 1,18 0,30 2,18 1,30 104 0,4 -0,25 0,14 0,09 1,14 1,09 190 6,6 -8,49 ++ 3,35 1,29 4,35 2,29 116 1,5 -5,68++ 0,36 0,17 1,36 1.17 133 2,9 (-2,18) 0,64 0,24 1,64 1,24 104 0,4 (-0,58) 0,13 0 09 1,13 1,09 109 0,9 (-1.38) 0,18 0,08 1,18 1,08 s 4- Ukupno Privreda (Jndustrija) * Poijoprivreda Saobracaj Ostaio + (Gradjevinarstvo)" (Zanatstvo)* (;Ostalo)* * Vrednosti t iz transformiranih relacija iznose; za industriju —2;43 +, za gradjevinarstvo —1,95+^ za zanatstvo 2,23v, za ostaio 1,00. + Signiflkantan na nivou 5%. ++ Signifikantan na nivou 1%. Tabela S-8 461. VREDNOSTI P ZA TESTIRANJE JEDNAKOSTI SEKTORSKIH INTERVALNIH KOEPICIJENATA NA BAZI PROIZVODNE FUNKCIJE Srbija, 1952-1962. Sektori Testiranje jednakosti nagiba 1, 2» 3, 4 1. 2, 3 1. 2, 4 1, 3, 4 2, 3. 4 1» 2 1, 3 1» 4 2, 3 2,4 3, 4 5,04++ 4,20 + 48,10++ 3,52 + 1,82 48,91++ 13,41++ 1,26 2,75 540,49++ + Nivo signifikantnosti 5% ++Nivo signifikantnosti 1% Jedino varijanse za saobracaj i sektor ostalo + nisu znacajno različite, dok je rezi-dualna varijansa za industriju čak dvadesetak puta veča od te vrednosti, a za poljoprivredu još oko deset puta veca od one za industriju, Iz tih razloga test formalno pokazuje da se intervalni koefici-jent za poljoprivredu ne razlikuje od vrednosti za industriju i ostalo+, odnosno od intervalnog koefi-cijenta za saobracaj. Ukoliko izostavimo poljoprivredu, ostali sektorski intervalni proizvodni koefici-jenti su značajno različiti. Analiza pojedinih proizvodnih funkcija * » Globalni proizvodni koeficijent pokazuje veoma izrazit porast u posmatranom periodu, u privredi je rastao po prosečnoj stopi od 3,3% godišnje, a za ukupno čak po stopi od 4,2% jer su neproizvodni fiksni fondovi rasli sporije od proizvodnih fiksnih fondova. Stope rasta prosečnog proiz-vodnog koeficijenta u oba globala, kao i elasticiteti, praktično su jednaki odgovarajučim vrednostima za Jugoslaviju. Takodje, i ovde rezultati ne protivureče pretpostavci linearae proizvodne funkcije za global, tj. konstantnog globalnog intervalnog proizvodnog koeficijenta. Induštrijalizacija predstavlja glavnu karakteristiku posmatranog perioda i u Srbiji. Ka-ko relativni tako i apsolutni porast fiksnih fondova i društvenog proizvoda u industriji je daleko naj-veči cxi svih sektora. Nastale su velike promene u strukturi privrede. Industrijska proizvodnja je pred kraj perioda premašila poljoprivrednu proizvodnju, tako da sada predstavlja oko 40% ukupnog dru-štvenog proizvoda. Veoma visoki porast fiksnih fondova u industriji (prosečna stopa rasta iznosi nešto preko 9%) dovodi do povečanja uČešča industrijskih fiksnih fondova u proizvodnim fiksnim fondovima od 22,17» na 31,6% u toku perioda, dok istovremeno učešce poljoprivrede i saobračaja opada. Uprkos araf s-2 600 SKKTORSKE PROIZVODNE FUNKCIJE ZA SRBIJU ( 1952-1962.) 500 400 300 200 100 Gradjevinarstvo I gaott ačai 100 200 300 400 500 J_ I K 600 700 800 900 1100 1200 463. takvom porastu fiksnih fondova industrija pokazuje 1 visoku prosečnu stopu rasta prosečnog proiz-vodnog koeficijenta. Medjutim, proizvodna funkcija za industriju se ne može smatrati posve adek-vatnom zbog značajne autokorelacije odstupanja, tako da je verovatno ovaj porast prosečnog proiz-vodnog koeficijenta nešto precenjen. I pored očite razlike u dinamici rasta fiksnih fondova (prosečna stopa rasta 4%), fik-sni fondovi poljoprivrede u Srbiji na kraju perioda još uvek su veči od fiksnih fondova u industriji. Ova karakteristika privrede Srbije bila bi još više naglašena ukoliko bi ovu vrednosti fiksnih fondova u poljoprivredi još povecali uzimanjem u obzir zemlje kao važnog prirodnog proizvodnog faktora. Ka-ko se ponuda zemlje može smatrati fiksnom, to ne bi uticalo na vrednost intervalnog proizvodnog koeficijenta, jedino bi se promenila vrednost prosečnog koeficijenta. Tako izgleda dosta jednostav-nije ako se vrednost zemljišta kao takvo ne uključuje u vrednost fiksnih fondova. Moglo se očekivati da ce se na primeru Srbije još jasnije pokazati karakteristike pro-izvodne funkcije na bazi fiksnih fondova u poljoprivredi. Tako je varijabilnost intervalnih, pa i pro-sečnih, proizvodnih koeficijenata još veca nego u slučaju Jugoslavije u celini, koeficijent korela-cije je još niži, a tendencija ka negativnpj autokorelaciji odstupanja jasnija (vidi grafj-l). Osim te razlike u jačini ispoljavanja raniji komentar važi i za poljoprivredu Srbije. Saobračaj takodje pokazuje tendencije jednake onima za Jugoslaviju u celini. I ovde je vanredno visoka prosečna stopa porasta prosečnog proizvodnog koeficijenta u saobračaju od 6,6% godišnje jedna od važnijih komponenata porasta globalnog koeficijenta, odnosno dosta visokih elasticiteta proizvodnje privrede u celini. Sektor ostalo pokazuje značajan, mada umeren porast prosečnog proizvodnog koe-ficijenta, što je očito rezultat kompenzacije suprotnih tendencija komponenti; u gradjevinarstvu je u transformiranoj relaciji slobodni član negativan i značajno različit> od 0, dok je u zanatstvu poziti-van i isto tako značajan. No, iz ranije navedenih razloga vrednosti za gradjevinarstvo, zanatstvo i ostalo u tabelama S—6 i S—7 prezentirane su pre svega zbog ilustracije kompozicije sektora ostalo+. Uticaj strukturnfh promena na dinamilcu globalnog proizvodnog koeficijenta Vrednosti dobijene naosnovu proizvodnih funkcija za Srbiju razlikuju se od onih na osnovu prve i poslednje godine perioda u tabeli S—S. Prvo, ukupan porast je manji za skoro deset indeksnih poena, što je u stvari efekat svodjenja nenormalno niske empiričke vrednosti za poljopriv-redu u 1952. godini na ocenjenu vrednost. Drugo, zbog toga su nerealno visoke vrednosti Laspeyre» sovih indeksa snižene, a i standardizirani indeks je ranije precenjivao efekat povečanja sektorskih proizvodnih koeficijenata. U tabeli S—9 Paaschejevi indeksi veči su od Laspeyresovih, što adekvat-nije odražava činjenicu da su se u toku perioda poboljšali kako struktura tako i sektorski proizvodni koeficijenti, pa je apsolutni efekat intersektorskih promena na bazi tekučeg perioda (p^t— Ptn) čak dva puta veči od odgovarajučeg efekta na bazi baznog perioda (pot — Poo). U tri od četiri sektora zabeležen je značajan porast prosečnog proizvodnog koefici-jenta, tako da se mogla očekivati visoka vrednost standardiziranog indeksa globalnog proizvodnog koeficijenta. Sa druge strane, uticaj strukturne promene, mada znatan, relativno je manji u slučaju 464. Tabela S—9 STRUKTURNA KOMPONENTA I STANDARDIZIRANIINDEKS PROIZVODNOG KOEPICIJENTA NA BAZI SEKTORSKIH PROIZVODNIH PUNKCIJA Srbijas 1952-1962 Ocenjene vrednosti p 0,2673 D*t 033689 Ip 138,0 Hipotetičke vrednosti p . 0,2820 P^ 0,3378 Strukturna komponenta I . . 105,5 C(pJ 109'2 Standardizirani indeks i_/T. 126,4 Ip(p) 130,8 Srbije nego što je bio za Jugoslaviju u celini, U Srbiji na strukturnu komponentu otpada negde izme-dju 17% i 23%, a na povečanje sektorskih proizvodnih koeficijenata izmedju 777" * 83% porasta globalnog koeficijenta. Obračun na osnovu baznog perioda jače naglašava komponentu efikasnosti, jer je ocenjena vrednost proizvodnog koeficijenta za poljoprivredu u 1952. godini veča od odgovara«* juče za industriju, što nije više slučaj u 1962. godini, tako da je na osnovu Paaschejevih indeksa jače naglašena strukturna komponenta. Naime, u tom slučaju pored sniženja učešča saobračaja u privrednim fiksnim fondovima od 34,2% na 28,2% i smanjeno učešce poljoprivrede, od 37,3% na 33,2%, predstavlja tendenciju ka povoljnijoj strukturi. C. REZULTATI ALTERNATIVNIH METODA IZRAČUNAVANJA INTERVALNOG PROIZVODNOG KOEFICIJENTA Tabele S~10 i S-ll prezentiraju numeričke vrednosti intervalnog proizvodnog koefi-cijenta izračunatlh naosnovu pomenutih pet metoda i njihove relativne efikasnosti objašnjavanja empiričkih kretanja. I ovde su intervalni proizvodni koeficijenti prema metodama 1 i 2 dosta bliski; mada razlike samo u približno polovini slučajeva prelaze 107<> vrednosti koeficijenata, suma kvad-rata odstupanja je kod metode 2 barem dva puta veča. Metoda 3 očito ne zadovoljava; me« toda 4 daje u večini slučajeva vrednosti intervalnog koeficijenta manje od onih po metodi 1, tako da su sume kvadrata odstupanja u proseku oko četiri puta veče. Metoda 5, prosta aritmetičkasredi-na godišnjih vrednosti intervalnog proizvodnog koeficijenta, daje u slučaju Srbije čak manja odstupa-nja nego metoda 2.Numeričke vrednosti koeficijenata u večini slučajeva veče su kod metode 5 od onih iz proizvodne funkcije. Sa druge strane, ocene intervalnog koeficijenta po metodi 5 imaju veoma velike Tabela S-10 VREDNOSTI INTERVALNOG PROIZVODNOG KOEPICIJENTA NA OSNOVU RAZLIČITIH METODA IZRAČUNAVANJA Srbija, period 1952-1962. M E O D Ukupno pnvreda Industrija poljoprivreda Saobračaj Ostalo + Gradjevinarstvo Zanatstvo Ostalo 0,3640 0,3577 -0,0050 0,2904 0,4293 0,5250 0,5128 -0,0404 0,4331 0,5808 0,6196 0,5482 -0,0353 0,4891 0,6050 0,4169 0,5244 -0:3512 0s2905 0,8133 0*1831 0,1696 0.0476 0 1413 0,2164 1,1325 1,1153 0,7252 1,0119 1,0957 1,7078 1,7857 2,7381 1,9862 1,4430 0,7826 0,9024 -0,6797 0,6312 1,4337 1,0074 0,9272 0,3571 0,7404 0,9331 Giraf S-3 -6 - «--V 195 INTERVALNI PROIZVODNI KOEFICIJENT ZA POLJOPRIVREDU ( SRBIJA, 1952-1962. ) m e t o d a K 600 700 800 900 1000 1100 467. standardne greške kako u odnosu na one iz proizvodne funkcije tako i u odnosu na samu vrednost koeficijenata. TabelaS-11 RELATiyNI ODNOSI SUMA KVADRATA ODSTUPANJA EMPIRICKIH VREDtfOSTI OD OCENJENIH ZA POJE-DINE METODE RACUNANJA INTERVALNOG PROIZ-VODNOG KOEPICIJENTA Srbija, period 1952-1962. M e t 0 d a 1 2 3 4 5 Ukupno 1.00 2,33 27,71 4,93 1,48 Privreda 1.00 2,06 34,31 4,20 1,35 Industrija 1.00 1,47 77,95 3,45 1,35 Poljoprivreda 1.00 2,08 8,89 3,36 1,78 Saobračaj 1.00 2,30 21,53 5,17 1,58 Ostalo + 1.00 2,70 26,59 6,90 3,25 Gradjevinarstvo 1.00 1,83 8,38 2,80 1,25 Za natstvo 1.00 3,78 44,47 7,42 3,83 Ostalo 1.00 2,26 15,15 5,53 2,20 iLak i ako uzmemo u obzir notoran primer velike varijabilnosti — sektor poljoprivrede, gde su razlike izmedju različitih ocena intervalnog proizvodnog koeficijenta (mada medjusobno rela-tivno velike) u odnosu na varijacije godišnjih vrednosti intervalnog koeficijenta male, i tu daju ostale metode u proseku dva puta slabije prilagodjavanje nego metoda 1. Dakle, čak u slučaju gde se proizvodna funkcija pokazala najmanje pouzdanom, gdejekoeficijent korelacije izmedju fiksnih fondova i društ-venog proizvoda jedva značajan, ovaj način izračunavanja pokazuje svoje prednosti. Udeo poljoprivredne proizvodnje u Srbiji je toliko značajan da su velika kolebanja te proizvodnje u tri navrata prouzrokovala i negativne godišnje vrednosti globalnog intervalnog proizvo-dnog koeficijenta za Srbiju. Graf S—3 pokazuje te varijacije u poljoprivredi. Izgledada se njihov in-tenzitet pred kraj perioda smanjuje. Ovaj je graf utoliko interesantan što predstavlja najizrazitiju sliku varijacija poljoprivredne proizvodnje kod nas, koja ostaje predominantna crta varijacija inter-valnih koeficijenata za celu privredu Srbije, a saizuzetkom 1961. i 1962. godin e i privrede Jugosla-vije u celini. Tek u 1961. godini i 1962. pad intervalnog koeficijenta u jugoslovenskoj industriji je toliko velik da smer promene globalnog godišnjeg proizvodnog koeficijenta za Jugoslaviju ne sledi više cxlgovarajuču promenu za poljoprivredu Srbije. Godišnje vrednosti intervalnog proizvodnog koeficijenta industrije zaSrbiju pokazuju nešto drukčiju tendenciju nego one za Jugoslaviju, U oba slučaja njegova vrednost se ne mora smatrati konstantnom za ceo period, ali opadanje godišnjih vrednosti počinje u Srbiji več u 1958. godini, dok u Jugoslaviji tek u 1961. godini. Tabela S-12 GODIŠNJE VREDNOSTI INTERVALNOG PROIZVODNOG KOEPICIJENTA ZA SRBIJU 00 Ukupno Privreda Industrija poijoprivreda Saobracaj Ostalo+ Gradjevinarstvo Zanatstvo Ostaio 1953. 1,361 1,564 0 260 10,644 0,366 -0,000 -0,200 4,800 -0,400 1954. - 0,202 -0,260 0,423 -5405 0497 2433 3,923 4,000 0,391 1955. 0,790 1,080 0,701 3,626 0.602 0,500 -1,333 1,000 1,091 1956, - 0,311 -0,412 0464 -6,318 - 0,053 0,517 -3400 0,833 1,417 1957. 1,375 1,888 1 057 5,658 0,218 3,000 5400 1,818 2,771 1958. - 0416 -0,167 0 983 -2,469 0,217 0,602 -0,333 0,875 1,020 1959. 1,044 1,572 0,800 3,360 0,209 1,317 1,686 0*06? 1,400 1960. 0,052 0,073 0,809 -1.274 0,377 0 931 2,333 -0,240 0,810 1961« 0.080 0.120 0457 -0,430 -0,029 1,400 4 688 1,036 0,495 1962. 0,219 0s350 0,397 0,442 0,060 0,557 L667 0448 0,336 469. Analiza godišnjih vrednosti intervalnih proizvodnih koeficijenata je veoma otežana zbog njiho-ve velike varijabilnosti. Naravno, opet je poljoprivreda ona koja utiče na to da je Kendallov test saglasnosti rangova nesignifikantan za četiri velikasektora. Ako nju izostavimo rangiranje godišnjih vrednosti za indus-triju, saobračaj i sektor ostalo+ slaže se sa ranijim zaključcima. U ovakvpj situaciji je još interesantno ispitati da li godišnjevrednosti intervalnog proizvodnog koeficijenta pokazuju neki značajan trend. Tabela S^-13. ukazuje samo na značajan Tabela S—13 VREDNOSTI S ZA SIGNIPIKANTNOST TRENDA GODIŠNJIH VREDNOSTI INTERVALNOG PROIZVODNOG KOEPICIJENTA Srbija, 1953-1962. Ukupno 1 privreda 1 i industrija " 3 poljoprivreda — 5 Saobračaj —11 Ostalo+ 11 Gradjevinarstvo 9 Zanatstvo —25+ Ostalo — 3 + Trend značajan na nivou 57«. opadajuci trend intervalnog koeficijenta za zanatstvo, za ostale slučajeve vrednosti S nisu značajne. U industriji, gradjevinarstvu i sektoru ostalo, za koje je odgovarajuči test pokazao da je autokorela-cija odstupanja značajna, radi se o promenama tendencija unutar perioda, dokjaeka tendencija trenda koja bi važila za ceo period nije uočljiva. 470. HRVATSKA U Hrvatskoj se nalazi preko 1/4 jugoslovenskih proizvodnih fiksnih fondova. Ova republika takodje daje nešto više od 1/4 našeg društvenog proizvoda. Zajedno sa Srbijom to pred-stavlja preko 3/5 društvenog proizvoda i proizvodnih. fiksnih fondova Jugoslavijej tako da vredno-sti proizvodnih koeficijenata za celu zemlju u velikoj meri ovise o vrednostima za te dve republi« kc Stoga su karakteristike i tendencije proizvodnih koeficijenata za Hrvatsku posebno interesant-ne. Sa druge strane, kako je za Srbiju karakteristično veliko učešče poljoprivrede u njezinoj struk-turi,, Hrvatska se izdvaja od ostalih republika po tome da senajviše njenih proizvodnlh fiksnih fon-dova nalazi u sektoni saobračaja, Ona obuhvata nešto manje od 1/3 fiksnih fondova saobracaja i Jugoslavije i daje nešto više od 1/3 ukupnog društvenog proizvoda tog sektora Clnjenica da se u Hrvatskoj nalazi više fiksnih fondova saobracaja nego u bilo kojoj drugoj republici uslovljena je pre svega njezinim geografskim položajem, jer fiksni fondovi u vezi sa pomorskim saobračajem predstavljaju značajan deo fondova tog sektora, Interesantno je posmatrati kako se takva struktura privrede odražava na veličinu i dinamiku proizvodnih koeficijenata. A. ANALIZA EMPIRI.ČK1H PROSEČNIH PROIZVODNIH KOEFICIJENATA FIKSNIH F0ND0VA 1. Dinamška prosecnog proizvodnog lcoeficsfenta Na osnovu vremenskih serija empiričkih vrednosti prosecnih proizvodnih koeficijena-ta u tabeli H-l testirana je značajnost trenda prosečnog proizvodnog koeficijenta u tom periodu, a na osnovu tih vrednosti za prvu i poslednju godinu perioda izračunata je gruba ocena dinamike prosečnog koeficijenta, Kako vidimo, rastuči trend prosečnog proizvodnog koeficijenta je značajan u globalu i svim sektorima osim poljoprivrede i zanatstva. Za razliku od Jugoslavije i Srbije ovde Kendallov test pokazuje da je i prosečni proizvodni koeficijent u gradjevinarstvu značajno rastuči. Hrvatska pokazuje nešto nižu dinamiku porasta fiksnih fondova od Jugoslavije u celini, dok su prosečne stope rasta prosečnih proizvodnih koeficijenata na bazi empiričkih Tabela H-l PROSEČNI PROIZVODNI KOEFICIJENTI FIKSNIH PONDOVA ZA HRVATSKU (ukupno i po privrednim oblastima) Ukupno Privreda Industrija Poljoprivreda Saobracaj Ostalo + Gradjevinarstvo Zanatstvo Ostalo 1952, 0,1151 0,2121 0,3897 0,2262 0,0408 0,5764 1,0745 0,7455 0.4224 1953, 0,1289 0,2344 0,3744 0,3081 0,0419 0,6184 1,3212 0,8496 0,4000 1954, 0,1367 0,2456 0,3833 0.2939 0,0493 0,6800 1,3443 0,9957 0,4327 1955 0,1511 0,2687 0,3994 0,3581 0,0536 0,7003 1,2500 0,9918 0,4828 1956. 0,1416 0,2490 0,3941 0,2884 0,0552 0,6332 1,0457 0,9722 0,4405 1957, 0,1643 0,2860 0,4343 0,3807 0,0625 0,6581 1,1741 0,9961 0,4535 1958 = 0,1648 0,2847 0,4425 0,3656 0;0616 0.6442 1,1256 0,9775 0.4494 1959 0,1735 0,2982 0,4704 0,3639 0,0651 0,6826 1,2632 0,9642 0,4793 1960 0,1825 0,3112 0,5038 0,3374 0,0711 0,7165 1,4042 0,9626 0,5027 1961. 0.1864 0,3154 0,5043 0,3275 0,0745 0,7393 1,5364 0,9494 0,5104 1962 0,1845 0,3110 0,5013 0,3152 0,0742 0,6929 1,4146 0,8507 0,4903 3 472, Tabela H-2 VREDNOSTI S ZA SIGNIPIKANTNOST TRENDA PROSECNOG PROIZVODNOG KOEPICIJENTA Hrratska, 1952-1962 Ukupno Pfivireda Industiija poijoprivreda Saobmčai Ostalo -H1 Gmdjevinarstvo Zanafcstvo Ostaio 47++ 38-H" 11 33 -H" 23+ 39"H" ¦f Trend značajan na nivou 5% ++ Tiend značajan na nivou 1% vrednosti u večini slučajeva nešto veče. Dosta visoka prosečna stoparasta prosečnog proizvodnog koeficijentaza poljopnvredu je očito suviše visoka. Kako taj koeficijent ne pokazuje značajan trend, Tabela H—3 DINAMIKA PROSECNOG PROIZVODNOG KOEPICIJENTA NA BAZI EMPIRIČKIH VREDNOSTI ZA 1952. I 1962. GODINU indeks 1962/1952. P K p prosečna stopa rasta p za period 1952-62 (u %) Ukupno privreda 230 230 144 157 160 147 Industrija poljoprivreda Saobračaj Ostalo+ 271 190 253 199 211 136 139 165 129 139 182 120 Gradjevinarstvo Zanatstvo Ostalo 235 171 194 178 150 167 132 114 116 4,8 3=9 2,6 3,3 6,2 L8 2,8 1.3 1,5 lako je uočiti da je to posledica veoma niske vrednosti u 1952. godini. Kako ce pokazati analiza na osnovu proizvodnih funkcija, i u večini drugih slučajeva ove su prosečne stope rasta proizvodnih koeficijenata precenjene. Tabela H-4 RELATIVNI PROSECNI PROIZVODNI KOEPICIJENT ZA HRVATSKU privr eda Industrija Poljoprivreda Saobračaj Ostalo+ Gradjevinarstvo Zanatstvo Ostalo 1952 1953 = 1954 1955, 1956, 1957 1958. 1959, 1960. 1961, 1962. 1,00 1,84 1,07 0,19 2,72 5,07 3,52 1,99 1,00 1,60 1,31 0 18 2,64 5,64 3,62 1,71 1,00 1,56 1,20 0,20 2,77 5,47 4t05 1,76 1,00 1,49 1733 0*20 2,61 4.65 3,69 1,80 • 1.00 1,58 1,16 0,22 2 54 4,20 3,90 1,77 100 1,52 1,33 0,22 2,30 4,11 3,48 1,59 lf00 1,55 1,28 0,22 2.26 3 95 3,43 1,58 1,00 1,58 1,22 0,22 2,29 4,24 3,23 1,61 1,00 1,64 1,08 0,23 2,30 4,51 3,09 1,62 1,00 1,60 1,04 0,24 2,34 4,87 3,01 1,62 1,00 1,61 1,01 0,24 2,23 4,55 2,74 1,58 2... Strukturne lcarakteifistike Sektorski prosečni proizvodni koeficijenti se očito veoma mnogo razlikuju. Kniskal-Wallisov test razlika je znacajan kao što se moglo 1 očekivad, razlike su ovde još jače izražene ne-go u ostalim republikama, U odnosu na Jugoslaviju, a pogotovo Srbiju, postoji jedna važna razlika, Ovde je redosled sektora u odnosu na vrednosti relativnog prosečnog proizvodnog koeficijenta jasno odredjen^ relativni prosečni koeficijent zauzimanajveče vrednosti u sektom ostalo+ (izmediu 2 i 3), posle njega dolazi industrija (izmedju 1,5 i 2), zatim poljoprivreda (izmedju 1 i 1S5)S dok saobračaj jedini iskazuje vrednosti manje odl. Razlika je u tome što je vrednost prosečnog proizvodnog koefi-cijenta za industriju u Hrvatskoj značajno veča od one u poljoprivredi, dok u ranijim slučajevima Wilcoxonov test nije pokazivao značajne razlike,. Relativne razlike Izmedju največlh i najmanjih vrednosti su još dalje veoma velike, prosečni prolzvodni koeflcijent je još uvek oko deset puta manji u saobračaju od onog za sektor ostaio^, ili oko dvadeset puta od onog za gradjevinarstvo Koeficijent saglasnosti rangova je praktično jednak 1 jer rangiranje sektorskih vredno-sti za pojedine godine pokazuje praktično potpunu jednoobraznost za ceo period, Tako vrednost pro-sečnog proizvodnog koeficijjenta u gradjevinarstvu u sviim godinama zauzima rang 13 za zanatstvo 2, ostalo 3, industrija 4, poljoprivredu S i saobračaj 6. 3 LJtiicaj sfrukfurnih promena na dinamaku globalnog proizvodnog koefici|enfa Ova prethodna analiza važnosti struktume komponente u odnosu na važnost intrasek-torskih promena proizvodnih koeflcijenata ukazuje u osnovu na tendencije slične onima za Jugoslavi-]u u celini. Obe komponente deluju u pravcu povečanja globalnog pxoizvodnog koeficijenta, ali je u Hrvatskoj nešto jače naglašena uloga komponente povecanja sektorskih efikasnosti, tj. intrasektorskih promena proizvodnih koeficljenata Prema ovoj dekompoziciji udeo čistog efekta promene strukture iznosio bi približno 1/3;, dok bl udeo čistog efekta povečanja sektorskih proizvodnih koeficijenata Tabela H-5 STRUKTURNA KOMPONENTA I STANDARDIZIRANIINDEKS GLOBALNOG PROIZVODNOG KOEPICIJENTA NA BAZI EMPIRICKIH VREDNOSTI ZA 1952. I 1962. GODINU H^atska Empiričke vrednosti* p 0,2107 p2r o,3ii3 I^ 147,8 Hipotetičke vrednosti p_t 0,2345 P°o 0t2827 Strukturna komponenta *w(LA 111.3 V(B) IICI Standardizirani indeks I_/T, 134,2 ?g!) 132,8 * Vidi napomenu uz tabelu 5 iznostio 2/3 ukupnog porasta globalnog proizvodnog koeficijenta. Rezultati na bazi sektorskih proiz-vodnih funkcija daju nešto drukčiju sliku. 475. B. ANALIZA INTERVALNIH I PROSECNIH PROIZVODNIH KOEFI-CIJENATA FIKSNIH FONDOVA NA BAZI PROIZVODNE FUNKCIJE Proizvodne funkcije za Hrvatsku, prezentirane u tabeli H—6, pokazuju zadovoljavaju-ču pouzdanost. Svi koeficijenti korelacije su signifikantni, u večini slučajeva čak veoma visoki, a i poljoprivreda pokazuje nešto bolju prilagodjenost u odnosu naSrbiju i Jugoslaviju. Autokorelacija odstupanja je značajna za industriju i zanatstvo, dok se proizvodna funkcija za gradjevinarstvo može smatrati približno adekvatnom. Naime, prema von Neumannovom testu autokorelacija nije značajna, prema Durbin Watsonu slučaj nije jasan, dok su jedino prema Theil—Nagarovom kriterijumu odstupanja značajno autokorelirana. Slobodan član proizvodne funkcije je značajno različit od 0 u svim slučajevima osim u poljoprivredi; samo u poljoprivredi nije uočljiv značajan porast prosečnog proizvodnog koeficijen-ta. Ocena dinamike prosečnih proizvodnih koeficijenata na bazi proizvodne funkcije izgleda dosta realnija od one na bazi empiričkih vrednosti za prvu i poslednju godinu. Prosečna stopa rasta global-nog proizvodnog koeficijenta za Hrvatsku je nešto veča od one za Jugoslaviju u celini, dok je proseč-na stopa rasta proizvodnog koeficijenta za saobračaj nešto niža. Šito je ovde posebno interesantncyu Hrvatskoj je prosečni proizvodni koeficijent za poljoprivredu rastao u tom periodu po prosečnoj sto-pi od 1,2% godišnje, dok je odgovarajuci porast na bazi proizvodne funkcije za Jugoslaviju znatno niži. Elasticiteti proizvodnje su u svim sektorima več i od 1, ali su neki od njih dosta opali u toku perioda. Pošto je društveni proizvod rastao bržeod fiksnih fondova, elasticitet prosečnog pro-izvodnog koeficijenta u odnosu na fiksne fondove jeu svim slučajevima bio takodje stalno pozitivan, a na kraju perioda je i nuinerički još dosta velik u sva četin sektora. Dijagram odstupanja od proizvodnih funkcija za Hrvatsku se nešto više razlikuje od onog za Jugoslaviju nego što je to bio slučaj :sa Srbijom. Dok su godine sa izrazitim negativnim odstupanjima iste, to se ne može reči i za godine sa pozitivnim odstupanjima. Kod Hrvatske je problem heterogenosti varijansi kod testiranja značajnosti razlika u sektorskim intervalnim proizvodnim koeficijentima nešto blaži nego u slučaju Jugoslavije i Srbije. Mada je rezidualna varijansa u poljoprivredi največa, ona nije značajno veča od odgovarajuče za sektor industrije. Uporedjivanje vrednosti intervalnog koeficijenta za industriju i sektor ostalo+, kao i za saobračaj i ostalo + , može se smatrati približno adekvatnim Rezultati pokazuju dasu razlike značajne u svim slučajevima, osim u dva slučaja kada se uporedjuju vrednosti za dva sektora. U prvom slučaju se radi o industriji i poljoprivredi, očito je diskriminacija otežana odnosno onemogučena velikom nepouzdanošču, tj. velikom standardnom greškom intervalnog proizvodnog koeficijentaza poljoprivredu. Praktično možemo smatrati da je intervalni proizvodni koeficijent za industriju veči od intervalnog koeficijenta za poljoprivredu jer ovaj poslednji kraj perioda opada. Drugi slučaj odnosi se na intervalni koeficijent za industriju i sektor ostalo+ gde je zaključak da se vrednosti za oba sektora ne razlikuju značajno prihvatljiviji. Graf H-i KO 40 30 20 10 -10 ODSTTJPANJA OODIŠNJIH VREDNOSTl PROIZVODA OD VREDNOSTI NA BAZI PROEZVODNIH PUNKCUA ( HRVATSKA, 1952 - 1962. ) •i + PP '6, o 9° •u • 6 9PP • o • i • 6 •š 9PP • P • i mpp • p :, t •p 4i K.< •o 0>P -20 #p -30 ipp • P • P -40 1952 1953 1954 1955 1956 1957 1958 1959 1960 1961 1962 Tabela H-6 PROIZVODNA PUNKCIJA NA BAZI FIKSNIH PONDOVA ZA HRVATSKU (po privrednim oblastima) Vreraenska serija 1952—1962, Intervaini pro-izvodni koefi cijent Standaidna greška Slobodan član Koeficijent korelacije Durbin 4-Watson Von Neumann kvocient Prosečni proizvodni koeficijent Interval teoretskih vrednosti Prosek za pe-riod a SEa b fPK d VN P52~P62 ^52-62 Ukupno 0,3469 0,0178 -594,3 0 988 1,79 1,97 0,1258-0 1931 0.1598 Privreda 0,4922 0,0215 -389,0 0,991 2,24 2,47 0,2258-0 3227 0.2787 Industrija Poijoprivreda Saobračaj Ostalo + 0,6612 0,4578 0,1595 0.8577 (0,0315) 0,1195 0 0068 0,0596 -110,9 - 55,1 - 73.7 - 26:6 0,990 0.787 0,992 0.979 1,00++ 1,48 1,36 1,55 1,10+ 1,63 1,49 1,70 0,3352-0,5065 0,3065-0,3467 0,0443-0,0767 0,6268-0,7181 0,4467 0,3257 0,0603 0s6727 • Gradjevinarstvo Zanatstvo Ostalo 1,8566 0,9464 0,6213 0,2197 (0,1812) 0 0335 - 124 - 0,3 - 15,0 0,942 0 867 0,987 1,25 + 0s72++ 1,89 1,38 0,79++ 2,08 1,1040-1,4344 0,9310-0.9361 0,4261-0 5046 1,2845 0.9334 0,4652 + Nivo signifikantnosti 5% ++ Nivo signifikantnosti 1% TabelaH-7 «T DINAMIKA PR06EČNOG PROIZVODNOG KOEPICIJENTA NA BAZI PROIZVODNE FUNKCIJE Hrvatska., period 1952—1962, Indeks porasta h rasta 153 4,3 143 3.6 151 4,2 113 12 173 5 6 115 L4 130 2,6 101 0,1 118 1=7 Prosečna stopa Značajnost siobodnog člana t = b s: ^b Elasticitet prosečnog pro-izvodnog koeficijenta 7} „ 1952. 1962 Elasticitet p?o-izvodnje T7pK 1952 1962. CO 4- Ukupno Privreda (Industrija)* Poljoprivreda Saobračaj Ostaio+ Gradjevinarstvo (Zanatstvo)* Ostalo -1044++ - 9,81++ (- 6 67) - 1,10 -14,46++ - 3,06++ - 2,56+ (- 0,07) - 4,59++ 1.76 1,18 0,97 0,49 2,60 0 37 0,68 0,02 0,46 0 80 2,76 1,80 0,53 2,18 1.53 0,31 1,97 1,31 0,32 1,49 1,32 1,08 3,60 2.08 0,19 1.-37 1,19 0 29 1,68 1,29 0,01 1,02 1,01 0,23 1,46 1,23 * V?edLost! % iz transformiranih relaclja Iznose: za industriju —5,94++, za zanatstvo 2,64+ + Znacajan na nivou 5% ++ Znacajan na nivou 1% 479. Tabela H-8 VREDNOSTI P ZA TESTIRANJE JEDNAKOSTI SEKTORSKIH INTERVALNIH KOEPICIJENATA NABAZI PROIZVODNE PUNKCIJE Hrvatskafl 952-1962, Sektori Testiranje jednakosti nagiba Pl 1, 2, 3, 4 38,88++ 1. 2, 3 42,93++ 1,2,4 3'48 + 1, 3, 4 122,04++ 2, 3, 4 18,36;7T 1.-2 3,44,, 1, 3 176,92++ 1, 4 3,02 2, 3 9,72++ 2.-4 5,02 + 3,4 219,44++ + Nivo signifikantnosti 5% ++ Nivo signifikatnosti 1% Analiza pojedinih proizvodnih funiccijo I globalni proizvodni koeficijent za Hrvatsku pokazuje veoraaizrazit porast u posma-tranom periodu0 Prema proizvodnim funkcijamaza oba globala, on je u privredi rastao po prosečnoj stopi rasta od 3,6% godišnje, a za"ukupntfpo prosečnoj stopi od 4,3%. Koeficijenti korelacije : su veoma visoki, rezultati testova takodje nisu u suprotnosti sa pretpostavkom linearne proizvodne funkcijc Porast fiksnih fondova je u Hrvatskoj niži od jugoslovenskog proseka, prosečna stopa rasta proizvodnih fiksnih fondova za taj period iznosi 4,6%. Industrija takodje pokazuje nešto sporiju ekspanziju fiksnih fondova u odnosu na Jugoslaviju, prosečna stopa rasta u Hrvatskoj iznosi 7,7%. I u Hrvatskoj je relativni i apsolutni porast društvenog proizvoda i fiksnih fondova u industriji veči nego u ostalim sektorima, učešče industrije u privrednim fiksnira fondoviraa poraslo je od 23,37« u tokuperioda, dok na kraju perioda industrija daje več 1/2 društvenog proizvcxla republike. Ipak su fiksni fondovi u industriji još uvek manji od fiksnih fondova saobračaja. Kao u ostalim republikama, i ovde industrija pokazuje značajnu autokorelaciju odstupanja. Poljoprivreda pokazuje u Hrvatskoj dosta umerenije kretanje nego što je to slučaj saSrbijom , koeficijent korelacije proizvodne funkcije za poljoprivredu je u Hrvatskoj viši nego u ostalim republikama,osim Slovenije, Karakteristično je i to da proizvodna funkcija za poljop-rivredu u Hrvatskoj pokazuje blag porast prosecnog koeficijenta i dosta velik elasticitet i na kraju perioda. Graf H-2 500 O CO 400 300 200 100 o ¦5* « ,4 & SEKTORSKE PROIZVODNE PUNKCIJE ZA HRVATSKU ( 1952-19S2.) i^ & & & Z*P & Sa° btačaj J K 100 200 300 400 500 600 700 800 900 1000 481. Saobračaj pokazuje i ovde visoku stopu rasta prosečnog proizvodnog koeficijenta od S,6%, mada je to nešto manje od porasta za Jugoslaviju kao celinu. Ova dinamika je, u vezi sa velikim ponderom saobračaja važna komponenta porasta globalnog proizvodnog koeficijentaza Hrvatsku. Sektor ostalo+ ispoljava rastuči trend prosečnog proizvodnog koeficijenta, mada je prosečna stopa rasta od 1,4% dosta umerena jer seu agregatu jači porast odgovarajučih vrednosti za gradjevinarstvo i sektor ostalo kompenzira suprotnom tendencijom u zanatstvu. Uticaj strukturn ih promena na dinamiku globalnog proizvodnog koeficijenta U odnosu na vrednosti globalnog proizvodnog koeficijenta na bazilsektorskih proiz-vodnih funkcija empiričke vrednosti za 1952. i 1962. su potcenjene, ali je ujedno u tabeli H4-5 precenjen ukupan porast globalnog koeficijenta. Rezultati na bazi sektorskih proizvodnih funkcija takodje ukazuju na to da je analiza naosnovu empiričkih vrednosti precenilauticaj struktume kom-ponente. Ovi rezultati ukazuju na to da udeo sektorske komponente u ukupnom porastu globalnog proizvodnog koeficijenta iznosi negde izmedju 19% i 22%»» dok na povečanje sektorskih proizvodnih koeficijenata otpada izmedju 7S% i 81% ukupnog porasta, Ovaj odnos je slučan onom za Srbiju, oko 1/5 porasta otpadne na intersektorske efekte, a oko 4/5 na intrasektorske promene proizvodnih koe-ficijenata. Tabela h-9 STRUKTURNA KOMPONENTA I STANDARDIZIRANIINDEKS PROIZ-VODNOG KOEPICIJENTA NA BAZI SEKTORSKIH PROIZVODNIH PUN-KCIJA Hrvatska, 1952-1962. Ocenjene vrednosti p__ 0,2235 P?fo 0,3228 i" 144,4 Hipotetičke vrednosti p f 0,2403 P°o 0,2949 Strukturna komponenta t. 107,5 %$> 109.5 Standardizirani indeks i_/T. 131,9 Ip(p) 134,3 Iu ovom slučaju su Paaschejevi indeksi veči od Laspeyresovih jer je, kada se stvari postave na pravo mesto, ponderisanje tekučeg periodau oba slučaja povoljnije. Naime, empiričke vrednosti su pokazale obrnuti odnos tih indeksa, jer iz odnosa za prvu i poslednju godinu sledi da prosečni proizvodni koeficijent raste bržeu poljoprivredi nego u industriji (vidu tabelu H-3) dok u stvari to treba da bude obrnuto. Tako dobije povečanje učešča industrije u privrednim fiksnim Tabeia H-10 VREDNOSTI INTERVALNOG PROIZVODNOG KOEPICIJENTA NA OSNOVU RAZLIČITIH METODA IZRAČUNAVANJA Hrvatska, period 1952-1962. M O D 1 2 3 4 5 0,3469 0,3429 0,0525 0,3133 0,3762 0,4922 0,4842 0,1020 0.4592 0,5095 0,6612 0,6021 -0,0020 0,5693 0,6334 0 4578 0,5616 -1 0835 0,3207 1,1370 0,1595 0.1594 0,0965 0,1522 0,1712 0.8577 0,8712 Os2429 0=7522 1,4200 1,8566 1,8492 0,7758 l:5920 2,4129 0,9464 1,0631 -1,0493 0,6032 2s4107 0,6213 0,5911 0,3733 0,5432 0,2135 OJ Ukupno Privreda Industrija Poljoprivreda Saobračaj Ostalo + Gradjevinarstvo Zanatstvo Ostaio 48% fondovima suviše velik ponder u Laspeyresovoj metodi, Sadrugestrane, prividno velik porast proiz-vodnog koeficijenta za poljoprivredu, čiji ponder je u 1952. godini još veči nego za industriju, rezul-tira u suviše velikoj vrednosti Laspeyresovog standardiziranog indeksa. C. REZULTATI ALTERNATIVNIH METODA IZRAČUNAVANJA INTERVALNOG PROIZVODNOG KOEFICIJENTA Hrvatska pokazuje veoma slične cxinose izmedju vrednosti intervalnih proizvodnih koeficijenata, dobijenih različitim metodama izračunavanja, kao što su se mogli zapaziti u slučaju Jugoslavije i Srbije0 Ocene pomoai metoda 1 i 2 su dosta bliske, mada su sesume kvadrata odstupa-nja u drugom slučaju u odnosu na prvi slučaj više nego udvostručileo Metoda 4 daje niže, a metoda 5 Tabela H-ll RELATTJ/NI ODNOSI SUMA KVADRATA ODSTUPANJA EMPIRICKIH VREjDNOSTI OD OCENJENIH ZA POJEDI-NE METODE RACUNANJA INTERVALNOG PROIZVOD-NOG KOEFICIJENTA Hrvatska, period 1952—1962. M e t 0 d a 1 2 3 4 5 Ukupno 1,00 3,41 80,01 6,60 1,84 Privreda 1,00 2,84 95,60 4,81 1,73 Industrija poljoprivreda Saobracaj Ostalo+ 1,00 1,00 1,00 1,00 1,98 3,44 2,73 2,55 102,02 52,63 28,19 31,04 1,99 6.71 4,19 5,44 2,74 4,77 1,69 16,40 Gradjevinarstvo Zanatstvo Ostalo 1,00 1,00 1,00 1,04 4,75 1,34 7,18 43,41 12,28 1,70 10,08 2,67 2,62 9,39 39,66 više vrednosti od onih prema metodi 1 i 2, jedini izuzetak je vrednost intervalnog koeficijenta za sektor ostalo prema metodi 5 koje je potcenjena zbog velike negativne vrednosti u 1953. godini, U celini se metode 4 i 5 ovde ne mogu smatrati zadovoljavajučim jer su odstupanja suviše velika, da o metodi 3 i ne govorimo. Kretanje godišnjih vrednosti intervalnog proizvodnog koeficijenta za poljoprivredu i industriju Hrvatske pokazuje slične tendencije, kao što smo i zapazili u slučaju Jugoslavije, samo da je varijacija tih vrednosti ovde mnogo umerenija. Godišnje vrednosti intervalnog koeficijenta u večini sektora pokazuju više ili manje izrazitu tendenciju opadanja, ali je opadajuči trend interval-nog proizvodnog koeficijenta značajan samo za sektor ostalo + . Ovaj se rezultat ne slaže sa anali-zom na osnovu proizvodnih funkcija, gde se pretpostavka o konstantnom intervalnom proizvodnom koeficijentu za taj sektor nije pokazala inkompatibilna sa empiričkim materijalom. Naime, treba imati 6 Graf H-3 ^- 2 CO 4- 1953 IMTBRVALNI PROIZVODNI KOEPICIJENT ZA OSTALO + ( HRVATSKA, 1952-1962. ) W- m e t o d a -1 -2 L+- / V \7 58 1962 56 100 110 120 130 140 159 160 170 180 190 200 210 485. u vidu da se Kendallov test bazira na empiričkim vrednostima koeficijenta, ako izostavimo 1953. i 1954. godinu koje su očito nenormalno visoke, za ostale godišnje vrednosti intervalnog proizvodnog koeficijenta u sektoru ostalo+ ne može se reči da pokazuju bilo kakvu jasnu tendenciju promene u Tabela H-12 VREDNOSTI S ZA SIGNIPIKANTNOST TRENDA GODIŠNJIH VREDNOSTI INTERVALNOG PROIZVODNOG KOEPICIJENTA Hrvatska, 1953-1962. Ukupno —19 privreda —15 industrija 11 poljoprivreda — 7 Saobracaj — 9 Ostalo+ —21 + Gradjevinarstvo — 5 Zanatstvo —15 Ostalo — 1 + Trend značajan na nivou 5% vremenu. Ovaj komentar odnosi se i na globalni intervalni proizvodni koeficijent, iako tendencija opadanja godišnjih vrednosti tog koeficijenta nije signifikantna ni prema Kendallovom testu ni prema proizvodnoj funkciji; blago opadanje je uočljivo i rezultati sledečih godina če tek pokazati da li je to samo slučajna i prelazna pojava ili predstavlja početak preloma u dosadašnjoj lineamoj proizvodnoj funkciji. Umerenije varijacije godišnjih vrednosti intervalnih proizvodnih koeficijenata za Hrvat-sku dopuštaju da je uprkos velikoj varijabilnosti vrednosti za poljoprivredu Kendallov test saglasno-sti rangova za intervalne koeficijente za četiri velika sektora značajan. Poljoprivredu treba izostaviti iz daljih ispitivanje jer velika varijabilnost prosto onemogučuje donošenje zaključaka. Wilcoxonov test pokazuje da intervalni proizvodni koeficijenti za industriju i sektor ostalo+ nisu značajno razli-čiti, odnosno da je intervalni proizvodni koeficijent za saobfacaj u oba slučaja značajno manjL Ovi su zaključci u skladu sa zaključcima na osnovu F testa zanagib proizvodne funkcijc Tabela H-13 c OODBŠNJE VREDNOSTI INTERVALNOG PROIZVODNOG KOEPICIJENTA ZA HRVATSKU Ukupno privreda Industrija Poijoprivreda Saobračaj ostaio+ Gradjevin Zanatstvo ostalo 00 4- 1953, 0,712 0 840 0 249 8458 0,132 6 000 1954 0,426 0,526 0,478 -0,508 0,404 2,381 1955, 0,582 0,796 0,603 2,328 0201 1,244 1956 -0,172 -0,220 0317 -2,434 0 105 -0,636 1957 0,857 1S136 1 095 3,709 0=262 1,062 1958 0,177 0,255 0,582 -0,098 0,038 0,387 1959 0,384 0,588 0 944 0,321 0.147 1,446 1960 = 0,384 0 558 1,148 -0,178 0,203 1,240 1961 0,265 0,388 0,453 0 089 0,153 1,023 1962 0146 0,230 0,465 -0,017 0,067 0,054 11,250 12,500 -5,333 1,556 6,500 1,833 -0,667 0,917 2,125 -6,800 0,375 -0,208 7,500 1,857 0 614 0,429 0,375 0,377 3,538 0 667 1,082 4,083 0,933 0,836 3,048 0,773 0607 0 192 -0,789 0 202 487, SLOVENIJA Ispitacemo proizvodne koeficijente za našu najrazvijeniju republiku. Ova se karakte-ristikaispoljava, s jedne strane, u tome da je vrednost fiksnih fondova po stanovniku kao i per ca-pita dohodak najviši u Sloveniji. Sa druge strane, to se odražava i u strukturi njezine privrede. Najkarakterističnija je struktura društvenog proizvoda. Učešče industrije se u toku perioda popelo od 55% na62%, dok je učešče poljoprivred« palo sa 18% na oko 12%; od ostalih sektor ostalo+ očestvuje sa oko 20%. Za strukturu proizvodnih fondova je karakteristično dau tom periodu indus-trija i saobračaj predstavljaju stalno oko 3/4 tih fondova, s tim da učešče industrije raste od 31,6% na 39,4%, dok učešče saobracaja pada od 42,9% na 35,1%. Struktura društvenog proizvoda i fik-snih fondova ukazuju na razvijeniji tip privrede sa relativno jakom infrastrukturom. Slovenija daje nešto manje od 1/6 jugoslovenskog društvenog proizvoda i poseduje približno 1/6 ukupnih proizvodnih fondova. Kao kuriozitet se može uočiti da te vrednosti za Slove-niju predstavljaju prosečne vrednosti koje bi hipotetički otpale na svaku republiku ukoliko bi pro-sečna vrednost po republici imala nekog smisla. A. ANALIZA EMPIRIČKIH PROSEČNIH PROIZVODNIH KOEFICIJENATA FIKSNIH FONDOVA 1. Dinamika prosecnog proizvodnog koeficijenta Vremenske serije prosečnih proizvodnih koeficijenata u tabeli Sl*-1 u svim slučaje-vima, osim poljoprivrede, pokazuju veoma izrazitu dinamiku. Kendallov test pokazuje da je trend godišnjih vrednosti prosečnog proizvodnog koeficijenta značajan u globalu i u svim sektorima, što jekarakteristično samo za Sloveniju. Čak je i trend prosečnog proizvodnog koeficijenta za poljoprivredu značajan, mada je porast numerički mali. Jedino je u zanatstvu tendencija opadanja prosečnog proizvodnog koeficijenta značajna, za sveostale slučajeve karakteristična je tenden-cija porasta prosečnog koeficijenta. Tftbela Sl-1 PROSEČNI PROIZVODNI KOEPICIJENTI PIKSNIH PONDOVA ZA SLOVENIJU (Ukupno i po privrednim oblastima) Ukupno Pfivreda Industrija poljoprivreda Saobračaj ostalo+ Gradjevinarstvo Zanatstvo ostalo 00 CO 4- 1952. 0 1282 0,2112 0,3702 0 2149 0,0243 0,6774 1953 0 1351 0 2212 0*3788 0,2044 00283 0,6108 1954 0,1494 0 2426 0 3920 0,2361 0 0300 0,6875 1955 0 1604 02579 0 4088 0,2527 0,0350 0 6891 1956. 0,1551 0 2472 03957 0 2401 0,0350 06010 1957 0,1685 0,2679 0,4335 0,2514 0,0372 0,6306 1958= 0.1803 0.2860 0,4394 0,3127 0,0394 0,6493 1959. 0 1842 0.2917 0,4701 0,2580 0,0431 0,6724 1960 04981 0,3132 05026 02618 0 0507 0,7117 1961 = 02051 0,3243 0.5093 0,2555 0,0525 0,7597 1962 0 2056 0-3262 0,5146 0,2265 0,0621 07401 l>0119 1,2674 1,5435 1,4242 1 0874 1,2551 1,3585 1,5043 1.6210 19214 1 9060 1,0990 1,1667 1,2667 1,1466 1,0480 0,9925 0 9861 0,9677 0,9244 0,8629 0.7240 0,3917 0,3750 0,4033 0,4434 0,4114 0,4459 0,4532 0,4574 0,4971 0,5141 0,5241 489. Tabela Sl-2 VREDNOSTI S ZA SIGNIPIKANTNOST TRENDA PROSEČNOG PROIZVODNOG KOEPICIJENTA Slovenija, 1952-1962, Ukupno privreda industrija poljoprivreda Saobradaj Ostalo+ Gradjevinarstvo Zanatstvo Ostalo 53++ 51++ 43++ 23+ 51++ 35++ 35++ -47++ 51++ + Trend značajan na nivou 5% ++Trend značajan na nivou 1%. Tabela Sl-3 treba da da prvu ocenu intenziteta gore utvrdjenih tendencija promena prosečnog proizvodnog koeficijenta. U svira slučajevima, osim poljoprivrede, prosečne stope rasta prosečnog proizvodnog koeficijenta su dosta visoke, tako da potvrdjuju Kendallovim testom rangova donešeni zaključak o veoma izrazitim tendencijama promene prosečnog proizvodnog koeficijenta. Tabela Sl—3 DINAMIKA PROSEČNOG PROIZVODNOG KOEPICIJENTA NA BAZI EMPIRIČKIH VREDNOSTI ZA 1952 I 1962, GODINU Slovenija I n d e ks 1962/1952 prosecna stopa rasta p za period P K P 1952-62, (u %) Ukupno privreda 231 231 144 150 160 154 4,8 4,4 industrija poljoprivreda Saobračaj Ostalo+ 259 149 313 223 187 141 123 174 139 105 255 128 3.3 0,5 9.8 2.5 Gradjevinarstvo Zanatstvo Ostalo 334 144 220 177 219 164 188 66 134 6,5 -4,2 3,0 Ocena porasta za poljoprivredu je, za razliku od ostalih republika, ovde potcenjena jer je u poljoprivredi Sloveiiije izrazito loša 1962U a ne 1952. godina. Ipak, kako ce se kasnije pokazati, trend prosečnog proizvodnog koeficijenta u poljoprivredi se može smatrati značajnim samo sa stanovišta pravca tendencije promena, a ne i sa stanovišta intenziteta tih promena. To je jedan primer gde se zaključ ci na osnovu testa rangova i naosnovu proizvodne funkcije razlikuju, tako da seovde jasnije vidi Tabela Sl-4 »j RELATIVNI PROSEČNI PROIZVODNI KOEPICIJENT ZA SLOVENIJU Privreda industrija poljoprivreda Saobracaj ostalo+ Gradjevinarstvo Zanatstvo ostalo 1952 1 00 1,75 102 0,12 2,73 4,79 1953, 100 1,71 0,92 0,13 2,76 5,73 1954, 1,00 162 0,97 0,12 2,83 6,36 1955 1,00 1,59 098 044 2,67 5,52 1956, 1,00 1,60 0 97 044 2,43 4.40 1957 1,00 1,62 094 014 2,35 4,69 1 00 1,75 102 0,12 2,73 100 1,71 0,92 0,13 2,76 1,00 1 62 0,97 0,12 2,83 1,00 1,59 098 0,14 2,67 1,00 1,60 0.97 044 2,43 1,00 1,62 0 94 014 2,35 1 00 1,54 1 09 0,14 2,27 1,00 1,61 0,88 0,15 2,31 1,00 1,61 0 84 0,16 2,27 1,00 1,57 0,79 046 2,34 1,00 1,58 0,69 0,19 2,27 • §^ 1958, 1 00 1,54 1 09 044 2,27 4,75 1959 1,00 1,61 0,88 0,15 2,31 546 1960 1,00 1,61 0 84 0 16 2,27 548 1961, 1,00 1,57 0,79 046 2,34 5,93 1962. 1,00 1,58 0,69 049 2,27 5,84 5 20 1,85 527 1 70 5,22 1,66 4,45 1,72 4,24 166 3,71 1,66 3,45 1,58 3,32 1,57 2,95 1,59 2,66 1,59 2,22 1 61 491. da oni daju odgovore na različita pitanja. U prvom slučaju akcenat je na pravcu promene, au drugom na intenzitetu promene prosečhog proizvodnog koeficijenta. 2. Strukturne karakteristik« Razlike izmedju sektorskih prosečnih proizvodnih koeficijenata su ovde veoma izrazi-te, tako dasu sve kombinacije parova vrednosti za velike sektore značajno različitie. Tako je redo sled sektora u odnosu na vrednosti relativnih proizvodnih koeficijenatasledeci: največe vrednosti relativnog proizvodnog koeficijenta su u sektoru ostalo+(izmedju 2 i 3), vrednosti za industriju (izmedju 1, 5 i 2) su u Sloveniji izrazito veče od onih za Ipoljoprivredu, koje su jedino u Sloveniji manje od 1; vrednosti za saobračaj su takodje veoma niske. Relativne razlike su i ovde veoma velike, vrednosti za ostalo+su oko 15 puta veče od onih za saobračaj, a vrednosti zaigradjevinarstvo su čak i preko 30 puta večeod onih poslednjih. Ukoliko uzmemo u obzir svih šest sektora, onda je interesantno da Wilcoxonov test pokazuje davrednosti prosečnog proizvodnog koeficijenta za industriju i sektor ostalo nisu značajno različite. Rangiranje sektora u odnosu na vrednosti prosečnog koeficijenta za pojedine godine pokazuje veliku sistematičnost kroz ceo period. Gradjevinarstvo u svim godinama zauzima rang 1, zanatstvo 2, ostalo i industrija zauzimaju rangove 3 i 4, poljoprivreda 5 i saobračaj 6. 3. Uticaj strukturnih promena na dinamiku globalnog proizvodnog koeficijenta Velika dinamika porasta sektorskih proizvodnih koeficijenta i velike razlike u proizvod-nim koeficijentima za industriju i saobračaj u vezi sa navedenim promenama u strujcturi proizvodnih Tabela Sl-5 STRUKTURNA KOMPONENTA I STANDARDIZIRANI INDEKS GLOBALNOG PROIZVODNOG KOEFICIJENTA NA BAZI EMPIRIČKIH VREDNOSTI ZA 1952. I 1962 GODINU Slovenija Empiričke vrednosti* pft 0,2089 pL 0,3263 Ip 156,2 Hipotetičke vrednosti p f 0,2403 pL 0.2848 Struktuma komponenta hv(h) 115.1 *w(P) 114.6 Standardizirani indeks I,.,,. 136,4 T»(P) 135,8 * Vidi napomenu uz tabelu 5 fiksnih fondova Slovenijesu osnovni razlozi za ovako visoke vrednosti indeksa strukturne komponente i 492. standardiziranog .indeksa proizvodnog koeficijenta za Sloveniju. To su ujedno i najviše vrednosti ovih indeksa za posmatrani period, tako da je u svim drugim republikamanižl 1 ukupan porast global-nog proizvodnog koeficijenta. Ovi rezultati ukazuju na veoma velik udeo struktume komponente, koja predstavlja oko 36% ukupnog porasta globalnog proizvodnog koeficijenta, dok udeo povečanja sektorskih proiz-vodnih koeficijenata uz konstantnu strukturu iznosi približno 64%. Dakle, za Sloveniju su karakteri-stični vellki intrasektorski kao i intersektorski efekti, kao i nešto naglašenija uloga ovih drugih. B. ANALIZA INTERVALNIH I PROSECNIH PROIZVODNIH KOEFICI-JENATA FIKSNIH FONDOVA NA BAZI PROIZVODNE FUNKCIJE Proizvodne funkcije za Sloveniju (tabela Sl—6) predstavljaju u velikoj večini sluča« jeva veoma čvrste veze, koeficijenti korelacije su signifikantni i, gledano u celini, viši nego u osta° lim republikama. Jedino u industri ji se pretpostavka o konstantnom intervalnom proizvodnom koefici-jentu ne može prihvatiti kao adekvatna jer je autokorelacija odstupanja značajna. Proizvodna funk-cija za poljoprivredu ce se smatrati adekvatnom, mada je vrednost d za nljansu niža od gomje granice Durbin~Watsonovog testa*. Tendencija ka pozitlvnoj autokorelaciji odstupanja se može zapaziti i kod zanatstva i sektora ostalo+> ali nije značajna. Zaključci u pogiedu značajnosti trenda prosečnog proizvodnog koeficijenta na bazi proizvodne funkcije slažu se sa ranljim zaključcimana bazl testa rangova u svim slučajevima, osim za poljoprivredu. U zanatstvu jeslobodni član pozitivan i značajno različit od 03 u poljoprivredi je negativan ali nije značajno različit od 0, dok ]eu svlm ostalim slučajevima značajno manji od 0. Mada je dinamika prosečnog proizvodnog koeficijenta ovde korigirana u odnosu na tabelu Sle-3 u cilju otklanjanjaslučajnosti odstupanja za 1952, 1 1962. godinu, visoke prosečnestope rasta prosečnih proizvodnih koeficijenata se i dalje izdvajaju kao jedna od osnovnih karakteristika razvoja Slovenije u posmatranom periodu. Elasticiteti proizvodnje su bili u posmatranom periodu več i od 1 i opadajuči u svim slučajevima osim u zanatstvu, gde je ovaj elasticitet numenčki čak manji od polovine i sporo raste. Vanredno visoke su vrednosti elasticiteta za saobračaj, što govori o velikoj intenzlvnosti korišče-nja ove grane infrastrukture u uslovima brzog rasta privrede, Numeričke vrednosti elasticiteta prosečnog proizvodnog koeficljenta u odnosu na fikne fondove su takodje dosta visoke, čak još na kraju perioda u globaiu i u sva četiri velika sek-tora ovi elasticitetl su u Sloveniji viši nego u ostalim republlkama, osim elasticiteta za poljopriv-redu. Obračun po cenama od posie privredne reforme bi verovatno nešto promenio ovu sliku, ali uzi-majuči stalne cene 1956. godine ovi se odnosi jasno ispoljavaju. * Samo p?ema Theil—Nagarovoj aproksimaciji. Tabela Sl—6 PROIZVODNA PUNKCIJA NA BAZI PIKSNIH FONDOVA ZA SLOVENUTT (po privrednim oblastima) Vremenska serija 1952—1962 Intervalni proiz-vodni koeficijent Standardna greška Slobodan član Koeficijent ko-relacije Durbin— Watson Von Neumann kvocient Prosečni proizvodni koeficijenat mterval teoretskih vredno- prosek za sti period a SEa b rPK d vn P52-p62 P52-62 Ukupno 0.3888 0,0122 -381,0 0,996 2,04 2,24 0,1321 -0,2108 0,1730 vO Privreda 0,5664 0,0175 -320,0 0 996 2,03 2,24 0,2112 -0,3293 0,2766 • Industrija Poljoprivreda Saobračaj Ostalo+ 0,7086 0,3011 0,1860 0,9191 0.0360) 0:0777 0,0126 0,0609 -107.6 - 10.1 - 61.1 - 20,9 0,989 0,791 0,980 0,981 0,78++ 1,30+ 1,48 1,32 0.85++ 1,43 i,63 1,45 0,3305 -0,5060 0,2392 -0,2572 0,0278 -0,0569 0,6047 -0,7386 0,4468 0,2476 0,0406 0,6744 Gradjevinarstvo Zanatstvo Ostalo 2,9414 0,4136 0,7225 0t2575 0,0617 0,0286 - 15.8 8,1 - 16,1 0,967 0,913 0.993 1,46 1,32 2.02 1,60 1,45 2,22 1,0638 -1,8829 1,2149 -0,7798 0,3862 -0,5176 1,4908 0,9803 0,4548 + Nivo signifikantnosti 5% ++ Nivo signifikantnosti 1% 20 15 Graf si-1 ODSTUPANJA GODIŠNJIH VREDNOSTI PROIZVODA OD VREDNOSTI NA BAZI PROIZVODNIH PUNKCLJA ( SLOVENIJA, 1952 - 1962. ) 10 iPP •P •p 4- -5 •a m>p *2 JL •pp I pp •« •51 •« •pp •pp F •p •f T; ,pp •p •pp TT •u 9° iCD pp -10 -15 -20 1952 1953 1954 1955 •p 1956 1957 1958 1959 1960 1961 1962 Tabela Sl-7 DINAMKA PRO6EČNOG PROIZVODNOG KOEFICUENTA NA BAZI PROIZVODNE PUNKCIJE Slovenija, 1952-1962 . Indeks porasta Prosečna stopa ra-sta p (u%) Značajnost slo-bodnog člana t = _b__ SEu Elasticitet prosečnog proizvodnog koefici-jenta rjp% 1952. 1962 Elasticitet proizvodnje ^PK 1952. 1962, Ukupno Privreda (Industrija)* Poljoprivreda Saobračaj Ostalo+ Gradjevinarstvo Zanatstvo Ostalo 160 156 153 108 205 122 177 64 134 4,8 4,5 4,3 0,7 7,4 2,0 5,9 -4,5 3,0 -17,54 ++ -16,46++ (-7,15) - 0,69 ,, -11.49++ - 3,95++ - 5,54++ 8,88++ - 9S21++ 1 94 1,68 1,14 0,26 5,69 0,52 1,76 -0,66 0,87 0,84 0,72 0,40 0,17 2,27 0s24 0,56 -0,47 0,40 2,94 2,68 2,14 1,26 6,69 1,52 2,76 0,34 1,87 1,84 1,72 1,40 1.17 3,27 1,24 1,56 0,53 140 4* * Vrednost t iz transformirane relacije za industriju iznosi —4,82++, + Značajan na nivou 5% ++ Značajan na nivou 1% 496. Dijagram odstupanja od regreslonih linija daje ovde sliku koja u velikoj meri od° stupa od one za Jugoslaviju u celini. Jedino se 1956. godinau obaslučaja pojavlj uje kao godina sa najvecim negativnim odstupanjima, a 1960. godina kao izrazito povoljna. Inače, 1959. godina koja za Jugoslaviju predstavlja godinu sa najvecim pozitivnim odstupanjima, predstavlja za Slove» niju godinu gde su odstupanja negativna. Ukratko, očito je da se važnost pojedinih faktora koji utiču na kratkoročne promene proizvodnog koeficijenta u ova dva slučaja osetno razlikuje. Test signifikantnosti razlika u nagibima sektorskih prolzvodnih funkcija ukazuje na velike razlike i u sektorskim iintervalnim koeficijentima. Problem homogenosti varijansi ovde nije veoma akutan, jer rezidualne varijanse za tri velika sektora (jedino je varijansa u saobračaju veoma mala) nisu ni značajno različite. Interesantno je da jedino u Sloveniji suma kvadrata odstu-panja od regresione prave za poljoprivredu nije daleko najveca i u apsolutnim vrednostima, ovde je čak manja od one za Industriju. Tabela Sl-8 VREDNOSTI F ZA TESTIRANJE JEDNAKOSTI SEKTORSKIH INTERVALNIH KOEPICIJENATA NA BAZI PROIZVODNE PUN' KCIJE Slovemja, 1952-1962 Sektori Tesfeanje jednakosti nagiba Fi 1,2,3,4 35,86++ 1. 2, 3 40,64|t 1, 2, 4 11,21++ 1. 3, 4 44,42++ 2= 3, 4 44,62++ 1, 2 13.50++ 1.3 61,25++ 1.4 . 2,66 2, 3 2.92 ,_, 2,4 34,79+f 3, 4 197,68++ ++ Nivo signifikantnosti 1% Kao u slučaju prosečni proizvodnih koeficijenata i ovde su razlike veoma izrazite, jedino je vrednost F< nesignifikantna kada se uporedjuju intervalni proizvodni koeficijenti za indus« triju i sektor ostalo+, s jedne strane, i za poljoprivredu i saobracaj, s druge strane. Mada se odgova-rajuci prosečni sektorski proizvodni koeficijenti značajno razlikuju, u Sloveniji je intervalni proizvodni koeficijent za industriju toliko visok da se3 mada još uvek manji, ne razlikuje značajno od interval -nog koeficijenta za sektor ostalo+. Ova razlika je još manjaj ako se uzme u obzir vrednost interval-nog koeficijenta iz transformirane relacije, Odnosno, vrednosti intervalnih koeficijenata za sektor ostalo i industriju su praktično iste, pa i vrednosti prosečnih koeficijenata za ta dva sektora su veoma bliske i nisu značajno različite,r Vrednost intervalnog proizvodnog koeficijenta za poljoprivredu je u Sloveniji veoma niska, ali se ipak zakljucak o neznačajnosti razlika intervalnih koefiicijenata za poljoprivredu i sao bracaj može pripisati velikoj standardnoj grešci koeficijenta za poljoprivredu, Gtraf Sl-2 P 300 i- 250 200 - i§0 — 100 50 50 100 SEKTORSKE PROIZVODNE PUNKCIJE ZA SLOVENIJU (1952-1962. ) -<1 150 200 250 300 350 400 450 500 550 600 498. Analiza pojediinih ps-oizvodnih funkcifa Videli smo da proizvodne funkcije za global pokazuju zadovoljavajuču specifikaciju i veliku pouzdanost. Intervalni globalnl proizvodni koeficljenti su nešto veči od onih za Srbiju i Hrvatsku, ali seSlovenija izdvaja po višim elasticitetima I prosečnim stopama rasta globalnog proiz-vodnog koeficijenta, Tako prosečna stopa rasta tog koeficijenta iznosl 4,5% za privredu, a 4,87« za ukupno; pogotovu ova prva je osetljivo viša od one za Jugoslaviju u cejinl. Tako je prosečna stopa rasta prosečnog koeficijenta za Sloveniju čak veča od prosečne stope rasta privrednih fiksnih fon-dova, koji su u Sloveniji u ovom periodu rasli sporije nego u ostalim republikama, Prosečne stope rasta fiksnih fondova 1 društvenog proizvoda industrije su opet najniže u SlovenijL tako da je učešče Slovenije u fiksnim fondovima i društvenom proizvodu jugoslovenske industrije u stalnom opadanju. Mada je i u Sloveniji apsolutni porast fiksnih fondova i društvenog proizvoda daleko največi u industriji. relativni porast tih vrednosti ovde nije toliko van proporcija sa relativnlm porastom tih varijabli u drugim sektorima, kao što je to slucaj sa ostalim republikama. Naimey u svim ostalim republikama je indeks porasta kako fiksnih fondova tako i društvenog proizvo-da industrije bez izuzetka veči nego u ostalim sektorima^ u velikoj večini slučajeva čak mnogo ve-čiu Što se tiče proizvodne funkcije, intervalni proizvodni koeficijent se i ovde ne može smatrati konstantnim za ceo period,, Za poljoprivredu Slovenije je karakteristično nisko učešce, pogotovo društvenog pro izvoda, u strukturi privrede, i veoma niski proizvodni koeflcijenti, kako prosečni tako i intervalni. Ovde se očito radi o kapitalno intenzivnijem načinu privredjlvanja u poljoprivredi, a delimično i u logijim klimatskira i geografskim uslovima, Prosečna stopa rasta prosečnog proizvodnog koeficijenta za poljoprivredu od 0,7% u odnosu na ostale sektore nije impozantna, ali je ipak zadovoljavajuca u odnosu na ostale uslove, Vrednosti prosečnog proizvodnog koeficijenta za saobračaj su veoma niske, no razlika izmedju intervalnog i prosecnog koeficijenta je tolika da je ovaj poslednji rastao po prosečnoj stopi od 7,4% godišnje Kao i u drugim republikama, ova kretanja u saobračaju predstavljaju važnu kompo-nentu brzog porasta globalnog proizvodnog koeficijenta. Sekton ostalo+je ovde u mnogo čemu specifičan. Prvo, Hnearna specifikacij^i proizvo-dne funkcije zadovoljava i kod svih komponenti ovog agregata. Drago, tendencije su veoma izrazite, ali i oprečne. Gradjevinarstvo predstavlja jedan odnajdmamičnijih sektora pnvrede, sa veoma viso-kim intervalnim proizvodnim koeficijentom, tako da je prosečni proizvodni koeficijent rastao po im° pozantnoj prosečnoj stopi rasta od 5,9%, Zanatstvo opet pokazuje veoma velik relativni porast fik-snih fondova i uz to veoma jaku tendenciju opadanja prosečnog proizvodnog koeficijenta. Komponen-ta ostalo pokazuje tendenciju porasta prosečnog koeficijenta. Interesantno je da se u Sloveniji proiz-vodni koeficijenti u tom sektoru ne razlikuju značajno od proizvodnih koeficijenata za industriju. Utica| sfrukturnih piromena na dinamiku giobainog proizvodnog lcoeficijjenfa Vrednosti na bazi sektorskih proizvodaih funkcija stavljjaju nešto jači akcenat na in-trasektorsku komponentu promena nego što je to bio slučaj sa vrednostima iz tabele Sl~5, Ukupan porast globalnog proizvodnog koeficijenta je takodje nešto veči, no postoji mogucnost da je nešto 4-99. precenjen zbog neadekvatne specifikacije proizvodne funkcije za industrijuu Ovde jeuspostavljen i pravilan odnos izmedju Paaschejevih i Laspeyresovih indeksa, što ranije nije bio slučaj. Osnovni zaključak sastoji seu tome da je u proteklom periodu globalni prosečni proiz-vodni koeficijent najbrže rastao u Sloveniji, da su ovde največi i indeks strukturne komponente i standardizirani indeks pojedinačno. Tako bi se globalni proizvodni koeficijenat povečavao po pro-sečnoj stopi od 1,3% čak i da se menjala samo struktura proizvodnih fiksnih fondova, odnosno po Tabela Sl-9 STRUKTURNA KOMPONENTA I STANDARDIZIRANI INDEKS PROIZVODNOG KOEPICIJENTA NA BAZI SEKTORSKIH PRO-IZVODNIH PUNKCIJA Slovenija, 1952-1962= Ocenjene vrednosti p_ 0,2042 Prt 0,3262 Ip 159,7 Hipotetičke vrednosti pot 0,2324 PJfo 0,2853 Strukturna komponenta IW,T. 113,8 V(P) 114,4 Standardizirani indeks I_.T N 139,7 lp(p) 140,4 prosečnoj stopi od 3,47« godišnje samo u zavisnosti od promena sektorskih proizvodnih koeficijena-tao Dalje, za Sloveniju je karakterističan nešto veci uticaj strukturne komponente u odnosu na Jugo-slaviju kao celinu. Ovde udeo struktume komponente iznosi 327» ukupnog porasta globalnog koefici-jenta, dok se 68% pripisuje uticaju intrasektorskih promena. C. REZULTATI ALTER.NATIVNIH METODA IZRAČUNAVANJA INTERVALNOG PROIZVODNOG KOEFICIJENTA Numerički efekti različitih metodaizračunavanja intervalnog proizvodnog koeficijenta pokazuju ovde sličan odnos veličina kao u ranijim slučajevima. Vrednosti dobijene metodama 1 i 2 su veoma slične, metoda 4 daje u svim slučajevima niže, a metoda 5 više vrednosti (osim u slučaju gradjevinarstvai saobračaja) u odnosu na kapitalne modele. I prema ukupnom efektu na sumu kvadrata odstupanja metoda 2 je najbolja alternativa proizvodnoj funkcijL Naime, metoda 4 daje povremeno velika odstupanja, a takve iregularnosti su još potencirane u metodi 5; pored toga, i u proseku su odstupanja za metodu 2 manja. -*, TabelaSl-10 VREDNOSTI INTERVALNOO PROIZVODNOG KOEPICIJENTA NA OSNOVU RAZLIČITIH METODA IZRAČUNAVANJA Siovenija, period 1952-1962= M E O A O o Ukupno privreda Industrija poljops-ivieda SaobračaJ Ostaio"f: G?adjevinarstvo Zanatstvo Ostalo 03888 0,3805 0s1580 0,5664 0,5568 0.2308 0s7086 0,6813 -0,5735 0,3011 0,2549 -0 4801 0.1860 0 2299 0,0678 0,9191 0 9594 0,4924 2:9414 3,0615 2,5083 0;4136 04083 -0,2852 0 7225 0.7305 0,5247 0,3626 0,4022 0,5415 0,5762 0 6432 0,7276 0,1X72 0 4035 0,1848 - 0 0082 0 8662 1,7830 2S8456 2,2782 0:2122 1,4759 0,6901 0,7868 501. Godišnje vrednosti intervalnog proizvodnogkoeficijenta pokazuju, osim poljoprivre-de, dostaumerene varijacije ako se u nekim sektorima izostave vredriosti za 1953, godinu i 1954. godinu. Tako u saobracaju velika negativna vrednost zal953. godinu lišava svakog smisla intervalni Tabela Sl-ll RELATIVNI ODNOSI SUMA KVADRATA ODSTUPANJA EMPIRIČKIH VREDNOSTI OD OCENJENIH ZA POJEDINE METODE RAČUNANJA INTERVALNOG PROIZVODNOG KOEFICIJENTA Slovenija, period 1952-1962. M E O D A 1 2 3 4 5 Ukupno 1.00 2,19 94,89 4,49 1,20 Privreda 1,00 1,10 93,40 1.67 1,11 Industrija 1,00 1,98 356,81 1,50 3,84 Poljoprivreda 1,00 2,15 27 22 4,75 1,27 Saobračaj 1,00 2,36 21,56 2,32 71,24 Ostalo+ 1,00 1,17 13,04 1,99 47,54 v Gradjevinarstvo 1,00 1,03 1,85 1,20 3,49 Zanatstvo 1,00 3,85 36,60 10,31 55,46 Ostalo 1,00 1,17 9,23 1,16 2,94 proizvodni koeficijenat izračunat po metodi 5, koja je najosetljivija baš na ovakav tip odstupanja. Umerene varijacije su karakteristične i za oba globala,, tako da ni u jednoj godini intervalni global-ni koeficijent nije negativan, što je očito posledica i odredjene strukture i veče stabilnosti privrede. Iz tih razloga je, uprkos varijacijama u poljoprivredi, nešto lakše uočiti nekezako nitostiliE^godišnjih vrednosti intervalnih proizvodn ih koeficijenata. Kendallov test saglasnosti i;angova je značajan u sluLaju četiri velika sektora. Istu sliku pokazuje i Kruskal~Wallisov test. Što se tiče testiranja parova sektora, varijabilnost koeficijenta za poljoprivredu onemogučava diskrimi-naciju, tako dače seWilcoxonov test primeniti samo na ostala tri sektorau Vrednosti intervalnog koeficijenta za saobračaj su očito niže od onih za industriju i sektor ostalo+, dok intervalni proiz-vodni koeficijent za sektor ostalo+ nije značajno veči od intervalnog koeficijenta za industiiju. Ka-ko vidimo, svi se ovi zaključci poklapaju sa onima na bazi testiranjanagiba proizvodne funkcije. Tftbela Sl-12 GODDŠNJE VREDNOSTI INTERVALNOG PROIZVODNOG KOEPICIJENTA ZA SLOVENIJU Ukupno pjivreda industrija poijoprivreda Saobračaj Ostaio^" Gradjevinairstvo Zanatstvo ostaio O 1953. 0,427 0,545 ^1954. 0,637 0,805 1955. 0,440 0 572 1956, 0,015 0,019 195/ 0s634 0 927 1958. 0>510 0.764 1959, 0 280 0,425 1960, 0.518 0.786 1961. 0,346 0,548 i962, 0;216 0,371 0,466 -0,480 0.546 1 875 0 598 0 764 0,223 -0,239 1,299 0,721 0,559 2 281 1,218 -1,064 1,127 0,337 0622 0142 0,618 -0,300 2,500 8,000 0,500 3;250 0,293 0,718 0,035 -0,467 0150 1,278 0,130 0,914 0 128 1,106 0,277 1,281 0,114 1,289 0,790 ft 461 12000 5,500 -0,143 -7 250 -2,200 2 625 3,222 3,111 4,250 1,667 8,000 4,667 0,000 -0,222 0.125 0s909 0,727 0,529 0,440 - 0,417 0,000 1,636 1.381 0 064 1,030 0,564 0,556 1184 0,755 0,698 505. Na kraju, ispitujuči signifikantnost trenda godišnjih vrednosti intervalnih proizvod-nih koeficijenata došlo sedo zaključka da vremenski redosled empiričkih vrednosti intervalnih proiz-vodnih koeficijenata ni u kom slučaju ne ukazuje na to da bi u tom periodu postojala neka značajna Tabela Sl-13 VREDNOSTI S ZA SIGNIPIKANTNOST TRENDA GODIŠNJIH VREDNOSTI INTERVALNOG PROIZVODNOG KOEPICIJENTA Slovenija, 1953-1962. Ukupho privreda -11 - 7 Industrija Poljoprivreda Saobračaj Ostalo+ 15 - 9 5 - 7 Gradjevinarstvo Zanatstvo Ostalo - 3 -17 — 1 odstupanja od pretpostavke konstantnog intervalnog proizvodnog koeficijenta, koja je upotrebljena u strukturaoj specifikaciji proizvodne funkcije na bazi fiksnih fondova. 504. BOSNA I HERCEGOVINA Posle razmatranja razvijenijih republika pristupičemo analizi republika kojesu u tom periodu tretirane kao manje razvijene u celini. RepubhkaBosna i Hercegovina je svakako bila najrazvijenija od njih na početku perioda. Več tada je industrija i rudarstvo najvažniji sek-tor njezine privrede, dok u Makedoniji i Cmoj Gori u 1952. godini poljoprivreda još uvek domini-ra u strukturi privrede Na tu relativno vtsoku bazu u periodu 195241962. investirane su ogromne vrednosti u industriju i rudarstvu (ovde agregirano u sektor Industrije), tako da je apsolutni porast fiksnih fondova u industnji BiH u tom periodu daleko veci od novih investicija u industriju Slove-nije i samo nešto manji od onih u Hrvatskoj Prosečna stopa rasta fiksaih fondova industrije izaosi za taj period ll»67o godišnje, medjutim relativni porast fiksnih fondova industrije je zbog niže baze bio veci u Craoj Gori i Makedoniji. Industrijalizacija je svakako najznačajnija karakteristika privrednog razvoja BiH u tom periodu. Razvoj industrije, na koju otpada nešto preko 707« svlh novih investiciia u privredu republike, je toliko van proporcija razvoja ostalih sektora (vidi sumarni grafikonB- 2) la su u toj dekadi izvršena veoma velika struktuma pomeranja. Industnja ima na kraju perioda skoro 1/2 svih proizvodnih fiksnih fondova, što je daleko više nego u ostalim republikama. To je delimično zbog toga što u BiH preovladjuju kapitalno intenzivne grane industrije Sa druge stxane, učešce druš-tvenog proizvoda industrije u ukupnom društvenom proizvodu republike seu tom periodu popelo od 37,4% na 57,3%, tako da je na kraju perioda taj procenat veči jedino u SlovenijL Jedna važna karakteristika manje razvijenih republika u tom periodu, pogotovo u prvim godinama, velike investicijeu toku, To važi opet pre svega za sektor industrije, gde je učešče investicija u toku u novoj vrednosti fiksnih fondova na licu raesta veoma veliko u 1952 godini. Ovo treba stalno imati u vidu kod analize prolzvodnih koeficijenata u tim republikama kroz proizvodni koeficijent na bazi ovih podataka sene odražava samo efektivnost aktiviranih fiksnih fondova več i efikasnost investicione izgradnje i završavanje objekata, Tabela B-l PROSEČNI PROIZVODNI KOEPICIJENTI PIKSNIH PONDOVA ZA BOSNU I HERCEGOVINU (ukupno i po privrednim oblastima) Ukupno Privreda Industrija Poljoprivreda Saobračaj Ostalo+ Gradjevinarstvo Zanatstvo Ostalo 1952, 0,1654 0,2584 0,3202 0,3272 0 0398 0,6395 1953. 0,1754 0,2670 0,2632 0,5030 0,0476 0.6003 1954, 0,1652 0,2471 0,2583 0,3714 0,0426 0,6431 1955, 0,1770 0,2616 0,2598 0a5004 0,0538 0,5656 1956 0,1558 0,2281 0 2669 0,3500 0,0507 0,4588 1957. 0,1792 0,2608 0s2796 0,5146 0,0543 0,4941 1958. 0,1793 0,2606 0 2980 0,4452 0,0590 2>,4850 1959. 0,2043 0,2978 0,3206 0,5896 0,0701 0,5261 1960, 0,2098 0,3057 0 3463 0,4866 0,0778 0 5993 1961. 0,2105 0,3065 0,3480 0,4899 0,0791 0 5865 1962, 0,2032 0,2967 0,3481 0,4178 0,0802 0,5685 1,7615 0,2139 0,4480 1,5870 0,2193 0,4138 1,5959 0,2766 0,4469 1,1409 0,8000 0,3069 0,3000 0,4683 0,4065 VJ1 O VJl 0,8800 0,3298 0,4319 0,8182 03557 0,4207 0,8974 0,3622 0,4713 1,1656 0,4121 0,4980 1,2195 0,4369 0,4563 1,1808 0,4178 0,4403 506. A. ANALIZA EMPIRIČKIH PROSEČNIH PROIZVODNIH KOEFICIJENATA FIKSNIH FONDOVA 1 DSnamika proseČnog proszvodnog lcoeftcijjenta Več na prvi pogled se može videti da porast prosečnih prolzvodnih koeficijenata u tabeli B.-1 nije više tako izrazit kao u razvijenijim republikama. Tako sektor ostalo+ ne pokazu-je više značajan porast prosečnog koeficijenta, Veoma izrazit porast snače neobično niskog proseč- Tabela B—2 VREDNOSTI S ZA SIGNIPIKANTNOST TRENDA PROSECNOG PROIZVODNOG KOEPICIJENTA Bosna l Hejcegovina, 1952—1962. 37++ 25+ 39++ -11 13 Ukupno Privreda Industrija Poljopriyyeda Saobračaj Ostalo^ Gmdjevinarstvo Zanatstvo Ostaio + Trend značajan na nlvou ++ Trend značajan na nivou nog koeficijenta za zanatstvo predstavljasuviše mali ponder u odnosu na sektor ostalo i gradjevina-rstvo, u kojimase ne može uočiti neka jasna tendencija pada ili porasta prosečnog koeficijenta ko. ja bi bila karakteristična za period kao celinu. Kao i ranije rastuci trend je značajan u globalu i sektorima mdustrije i saobracaja Tabela B-3 DINAMIKA PROSEČNOG PROIZVODNOGKOEFICIJENTA NA BAZI EMPIRIČKIH VREDNOSTI ZA 1952.11962 GOD. Bosna i Hercegovina Indeks P 1962/1952 K P Ukupno Privreda 213 213 174 188 123 115 Industrija Poljopnvreda Saobračaj Ostalo+ 326 172 269 132 300 135 134 149 109 128 202 89 Gradjevinarstvo Zanatstvo Ostalo 91 223 169 136 114 172 67 195 98 prosečna stopa msia p za period 1952-62 (u%) 2,1 1.4 0,8 2,5 7,3 - 1,2 -4,1 6,9 -0,2 fabela B-4 RELATIVNI PROSEČNI PROIZVODNI KOEFICIJENT ZA BOSNU I HERCEGOVINU privreda industrija poljoprivreda Saobračaj ostalo+ Gradjevinarstvo Zanatstvo ostalo 1952^ 1953« 1954. 1955 1956. 1957. 1958 1959. 1960, 1961. 1962. 1,00 1 24 1,27 015 2,48 1,00 0,99 1,88 0,18 2,25 1,00 1,05 1,50 0,17 2,60 1,00 0,99 1,91 0,21 2,16 1,00 1,17 1,53 0,22 2,01 1,00 1,07 1,97 0,21 1,89 1,00 1,14 1,71 0.23 1.86 1,00 1 08 1 98 0,24 1,77 1,00 1.13 1,59 0,25 1,96 1,00 1,14 1,60 0,26 1S91 1,00 1,17 1,41 0,27 1,92 6 82 0,83 1,73 5,94 0,82 1,55 6,46 1,12 1.81 4,36 1,17 1,79 3,51 1,32 1,78 3,37 1,26 1,66 3,14 1,36 1,64 3,01 1,22 1,58 3,81 1,35 1,63 3 98 1,43 1,49 3,98 1,41 1,48 o 508 o Iz tabeleB—3 se jasnije vidi da je Intenzitet porasta prosečnog proizvodnog koefici-jenta u celini niži nego u ranijim slučajevima, što se može videti pre svega iz prosečne stope rasta globalnog proizvodnog koeficijenta, Medjutim? posmatrajuči vrednosti iz tabele B—i možese videti da je porast prosečnog proizvodnog koeftcijenta za industrlju oč ito potcenjen, poras u poijopiiv-redi očito precenjen zbog nenormalnih vrednosti za prvu 1 posledniu godinu perioda, na kojlma se baziraju ovakvi proračuni. 2. Stffuktum« kairakfemftke I u Bosni i Hercegovmi su razlike u prosečnim proizvodnim koeficijentima za četiri velika sektora izrazite i Kmskal—Wailisov test je visoko signifikantan. Medjutim, odnosi sektorskih prosečnih koeficijenata se dosta razlikuju od onih za Srbiju, Hrvatsku i Sloveniju. Dok u Srbiji u tom penodu ne postoji značajna razlika izmedju prosečnih vrednostl relativnog prosečnog proizvod-nog koeficijenta za industriju l poljoprivredu, u Sloveni.ji i Hrvatskoj je relativm prolzvodni koefi« cijent za industrlju značajno veci od odgovarajuče vrednosti za poljopnvredu Ovde je odnosobrnut Relativni proizvodni koeficijent za poljoprivredu je značajno veči od koeficijenta za mdustrijuj ali nije znacajno različit od onag za sektor ostalo Relativni proizvodni koeficijent je, kao obično najniži u saobracajUj vrednosti za In=-dustriju se ovde nalaze pnbližno izmedju 1 I 1,3» a za poljoprivredu izmedju 1,3 i 2, dok se vrednosti za sektor ostalo"* nalaze izmedju 1, 9 i 2, 5. I relativne razlike izmedju koeficijenatazasaobračaj kao najnizlh vrednosti, i sektor ostaio+, odnosno gs:adjeviaarstvo, se smanjuju, mada su ove posle-dnje još uvek desetak putaveče od onlh za saobračaj. -^ Rangiranje sektora je takodje nešto drukčije, Rang 1 zauzima gradjevmarstvo, rangove 2 i 3 dele sektori ostalo i poljoprivreda, zanatstvo ima rang 4, industriija S i saobračaj 6. ;; 3. Utaca| sfrukfurniih piromeno na dinamckui globainog proiizvodnog koeficcjenfa i Uprkos tome što položaj prve i poslednje godine u osnosu na ostale godine u ovom slu- čaju dosta iskrivljuje pravn sliku, ipak je interesantno posmatrati i ove rezultate da bi ih kasnije mogii uporediti sa onima na osnovu proizvodnih funkcija. Naime? zbog manje dmamike empiričkih pro-sečnih proizvodnih koeficijenata i velikih strukturnih promena uticaj struktume komponente na po-rast globalnog koeficijcnta ispada ovde daleko važniji. Prema rezultatima iz tabele B^S udeo stmktume komponente u ukupnom porastu glo» balnog proizvodnog koeficijenta iznosi pribHžno 407»» dok preostalih 607« predstavlja efekat porasta sektorskih proizvodnih koeficijenata. Oba indeksa strukturne komponente su precenjenas, hipote-tička vrednost p? t je suviše velikazbog toga što se u njoj nalazi nenonnalno visoka vrednost prosečnog 509. koeficijenta za industriju u 1952. godini, dok je vrednost ptQ potcenjena zbog vanredno niskog proiz- Tabela B-5 STRUKTURNA KOMPONENTA I STANDARDIZIRANI ENDEKS GLOBA^NOG PROIZVODNOG KOEPICIJENTA NA BAZI EM-PIRICKIH VREDNOSTI ZA 1952. I 1962. GODINU Bosna i Hercegovina Empiričke vrednosti* p 0,2444 Ptt 0,3008 Ip 123,1 Hipotetičke vrednosti p f 0,2682 pg 0,2798 Strukturna koraponenta t v inq r *w(P) 107,5 Standardizirani indeks i_/T * 114,5 TP(1j) 119 1 Ip(p) 11^,1 • Vidi napomenu uz tabelu 5 vodnog koeficijenta za poljoprivredu 1962. godini, Obmuta pristrasnost se pojavljuje za vrednosti standardiziranog indeksa. B. ANALIZA INTERVALNIfl I PROSEČNIH PROIZVODNIH KOEFI-CIJENATA FIKSNIH FONDOVA NA BAZI PR.OIZVODNE FUNKCIJE Posmatrano u celini, odnos izmedju nove vrednosti fiksnih fondova i društvenog proiz-voda u stalnim cenama u Bosni i Hercegovini u večini slučajeva ne zadovoljava pretpostavke lineame proizvodne funkcije. Koeficijenti korelacije su nešto niži nego u ranijira slučajevima, koeficijent korelacije za poljoprivredu je jedva signifikantan na nivou odl%, dok u gradjevinarstvu lineama asoci-jacija izmedju tih varijabli za ceo period uopšte ne postojL Intervalni proizvodni koeficijent za posmatrani period se ne može smatrati konstantnim u industriji, sektoru ostalo+. i u zanatstvu jer je autokorelacija odstupanjasignifikantna. Medjutim, pored toga ni proizvodna funkcija za privredu nije veoma stabilna u vremenu, jer je vrednost d toliko niskada se prema Durbin-Watsonovom testu ne može doneti sud o tome da li je autokorelacija odstupa-nja pristitna ili ne. Ako se uzme Theil—Nagarova aproksimacija, onda je proizvodna funkcija za priv-redu BiH jedina gde se u globalu pojavljuje autokorelacija odstupanja. Zbog toliko učestalih slučajeva značajne autokorelacije odstupanja zaključivanje na osnovu rezultata iz tabela B-6 i B-7 je manje tačno i manje efikasno nego inače, jer oni u takvim slučajevima predstavljaju samo grubu aproksima-cijuo Tabeia B—6 PROIZVODNA PUNKCIJA NABAZI FIKSNIH PONDOVA ZA BOSNU I HERCEGOVINU (po privrednim oblastima) Vremenska serija 1952—1962 intervalni proizvodni koeficijent Standardna greška SEa Slobodan čian Koeficijent Durbin — korelacije Watson FK d Von Neumann kvocient VN prosečai proizvodni koeficijent interval teo^etsklh viednosti psosek za period P52~P62 Pr 52-62 Ukupno 0,2805 • o p?ivifeda 0,3742 r-4 Industrija 0,3917 poljoprivreda 0,6584 Saobmcaj 0,2181 Ostaio + 0,5184 Gradjevinarstvo -0,6372 Zanatstvo 1,8869 Ostalo 0,4923 0>0234 00354 ( 0=0321 ) 0,2565 0.0138 (0,1440) ( 1,1320) (0,2741) 0,0439 -129,2 - 92,7 34,9 30.1 46,1 3,2 27,5 30,2 2,0 0,970 0 962 0,971 0,650 0,982 0 768 (-0,184) 0 91^ 0 S66 1.34 111+ 0,47++ 2 58 1,71 0,79++ 0,54^ 0,80^ 1,75 1,48 1.22 0,52++ 2,84 1,88 0,87++ 0,59++ 0388+ 1.92 0,1527-0,2069 0,2310-0,2970 0,2134-0,3323 0,4290-0,4880 0 0366-0,0823 0,5671-0,5512 1,4787-0,9169 0,2700-0,4674 0,4.356-0,4593 0.1866 0,2749 0,3073 0,4561 0,0607 0,5594 1.1735 0,3327 0,4478 + Nivo signiflkantnosti 5% ++ Nivo signifikanšnosti 1% Graf B-l 0D6TUPANJA GODIŠNJIHVREIDN061I PROIZVODA OD VREDNOSTl NA BAZI PROIZVODNIH PUNKC3JA 40 r- ( BOSNAI HERCEGOVINA, 1952 - 1962. ) -ivr 30 - 20 - •' #pp •p »p 10 ^,p »PP #;! « PP j 1^P # PP >J1 0__________rc » ,o t_________________________________r- ia !^________h o _ -_ *_ >- p _ ^ |- jp- jj •P lf •p «u _io - •pp •" -20 - •> . -30 - _40 |___________|___________|___________|___________|___________fp |___________|___________|___________|___________I___________|___________| 1952 1953 1954 1955 1956 1957 1958 1959 1960 1981 1962 TtbtlftB-7 DINAIIIKA PROSEČNOG PROIZVODNOG KOEFICIJENTA NA BAZI PROIZVODNE FUNKCIJE .i Bosna i Hercegovina, 1952—1962, Indeks porasta prosečna stopa rasta p (u%) Značajnost siobodnog člana b * ~ SKb-________ Elasticitei prosečnog pfo izvodnog koeficijenta t\ Vt\. 1952, 1962 Elasticitet proizvodnje 'PK 1952 1962, C\l i-l IA Ukupno (privreda)* (Industnja) Poijoprivreda Saobračaj (Ostaio-^* 135 128 156 113 224 97 L. 3,0 2,5 4,5 1.2 8,4 -0,3 -3,96++ (-2,76) (-2.53) -11,34++ '(©/28) 0,84 0,62 0,84 0,53 4,96 ¦0,09 0,36 0,26 0,18 0.35 1,65 - 0,06 1,84 1,62 1,84 1,53 5,96 0,91 1,36 1.26 1,18 1;35 2,65 0,94 Gradjevinarstvo (Zanatstvo) * Ostalo 173 105 5,6 0,4 (-5,66) -1,00 5,99 0,13 3,04 0,07 6.99 1,13 4,04 1,07 * Vrednosti t iz transformlranih relacija iznose: za priTredu —2,08+, za ostalo+ —0,57, za zanatstro — 3,27++. + ZnaČajan na nivou 5% ++ Značajan na nivou 1% 513. Postoje dva jasna slučaja gde je slobodni član u proizvodnoj funkciji značajno manji od 0, to su ukupno i saobračaj. Iz tranšformiranih relacija proizilazi da isti zaključak važi i za privredu i zanatstvo Sa druge strane, možese smatrati dajevrednost prosečnog proizvodnog koe-ficijentaza poljoprivredu, sektor ostalo kao i sektor ostalo+ približno konstantna u posmatranom periodu. Industrija je specifičan slučaj, u prve tri godine empirički prosečn i proizvodni koeficijent pada, dok kasnije stalno i brzo raste. Ako posmatramo proizvodnu funkciju za period 1956-1962, slobodni član je signifikantan (t t=~7,51+"t). Uprkos gore iznetim problemima nameču se neki zaključci, koji se mogu prihvatiti bez dvoumljena. Prosečne stope rasta globalnog proizvodnog koeficijenta, kao i elasticiteti u oba globala,su osetnire ¦ niži od odgovarajucih vrednosti u razvijenim republikama. Za sektore semože pouzdano jedino reči da je porast prosečnog proizvodnog koeficijenta u saobračaju veoma intenzivan. Sve ostale numeričke vrednosti u tabeli B—7 su više ih manje grube aproksimacije, u industriji i se-ktoru ostalo+zbog autokorelacije odstupanja, u poljoprivredi zbog slabe korelacije. Mada jeteško precizirati odnose za pojedine sektore, niski elasticiteti za global kao sumarni izraztih odnosa su jedan koristan indirektni indikator reda veličina sektorskih elasticiteta, Dijagram odstupanja od regresionih linija jasno ukazuje na smanjenu medjusobnu nezavisnost odstupanja u vremenu.Raspored odstupanja je ovde veoma specifičan. Zbog predominan-tne uloge sektora industrije izgleda da nivo aktivnosti ostalih sektora privrede čak iz godine u godinu zavisi od tendencija i nivoa aktivnosti u industriji. Naime, osnovna crta rasporeda odstupanja od proizvodnih funkcija za BiH je prosto neverovatno slična sa rasporedom odstupanja od proizvodnih funkcija za industriju u svim republikama, koji pokazuje da su u tom periodu delovali neki faktori koji su tipični za razvoj industrije svih republika, Moglo bi se reči da postoje dve suprotne tendencije, tako da bi bilo adekvatnije ako bi se intervalni proizvodni koeficijenti računali posebno za period do 1956. godine i za period od 1957, godine dalje. Za takva dva homogenija potperioda vrednost intervalnog proizvodnog koeficio jenta bila bi niža u prvom, a viša u drugom potperiodu od vrednosti za ceo period. Ovakav prelom se pokazao značajnim u industriji i sektoru ostalo+ kroz test autokorelacije. Postoje i indikacije da bi i za privredu podela na potperiode bila adekvatnija od pretpostavke o konstantnosti globalnog inter-valnog proizvodnog koeficijenta za celi period. Testiranje signifikantnosti razlikaizmedju sektorskih intervalnih proizvodnih koefi-cijenata je ovde posebno problematično. Sektori industrija i ostalo+ ne ispunjavaju uslov lineamosti, zajedno sa poljoprivredom ispoljavaju velike standardne greške koeficijenata. Sto se tiče problema heterogenosti varijansi, jedino je varijansa za saobračaj značajno manja od ostalih Od svih kombi-nacija sektora u slučaju BiH značajne su samo razlike izmedju intervalnih proizvodnih koeficijenata za poljoprivredu i saobračaj, kao i izmedju saobračaja i sektora ostalo+. Ako posmatramo transformi-rane relacije, vrednosti intervalnog proizvodnog koeficijenta za industriju i sektor ostalo + su veče od onih iz tabele B—6, tako da se, tmajuči u vidu veliku varijabilnost, može smatrati da ne postoje značajne razlike izmedju intervalnih proizvodnih koeficijenata za industriju, poljoprivredu i sektor ostalo+. Medjutim, možese smatrati da su vrednosti za ova tri sektora značajno veče od odgovarajuče vrednosti za saobračaj, jer je za drugi potperiod i vrednost intervalnog koeficijenta za industriju značajno veča . 514. Analiza pojedinih proizvodnih funkcija Vrednosti intervalnih proizvodnih koeficijenata u globalu su niže oci onih za razvi-jene republike. Isto važi i za dinamiku globalnog proizvodnog koeficijenta i elasticitete proizvodnje u odnosu na fiksne fondove U privredi se u drugoj polovini perioda zapaža blaga tendencija porasta intervalnog proizvodnog koeficijenta u odnosu na onaj za prvu polovinu perioda, I poredvisoke pro sečne stope rasta proizvodnih fiksnih fondova od 6A% godišnje, trend globalnog proizvodnog koefU cijenta je u porastu. Osnovne karakteristike brzeindustrijalizacije B i H istaknutesu na početku ovog odeljka. Videli smo da je linearna specifikacija ovdeneadekvatna jer intervalni proizvodni koefici-jent za industriju nije konstantan (vidi tabelu B-6). Intervalni proizvodni koeficijent za period 1956-1962. iznosi 0,5588, njegova standardna greška 0,0318, slobodni 3an <¦ 117,8, vrednost d - 1,41, tako dase može reči da su elasticiteti za industriju na kraju perioda ustvari dosta veči od onih iz tabele B-7. Pošto u 1952, godini investicije u toku predstavljaju 27% vrednosti fiksnih fondova industrije BiH*, a u 1962. godini još samo 6,8%, izgleda da na porast proizvodnog koefici-jenta industrije u toku perioda utiče pre svega brže aktiviranje investicija Stalan porast godišnjih vrednosti intervalnog proizvodnog koeficijenta za industriju do 1960. godine (vidi grafB-3) je ka-raktenstičan kako za BiH tako i za Crnu Goru, Vrednosti prosečnog proizvodnog koeficijenta za indu-striju zal952 i 1962. godinu u tabeli B—6 se kod ovakvog rasporeda odstupanja mogu smatrati potcenjenim. Vrednost intervalnog proizvodnog koeficijenta u poljoprivredi je visoka u odnosu na ostale republike. Korelacija je slaba I standardna greška intervalnog koeficijenta je veoma velika, ali se i po godišnjim vrednostima intervalnog koeficijenta može videti da je pretpostavka o konstan-tnosti intervalnog koeficijenta za taj period adekvatna. Saobračaj ispoljava veoma visoku stopu rasta prosečnog proizvodnogkoeficijenta, tako da jeu tom periodu uprkos velikom porastu prometa relativno malo investirano u saobračaj. Proizvodni koeficijenti za sektor ostalo+ su ovde dosta niski i ne zapažase nikakva tendencija porasta prosečnog proizvodnog koeficijenta. Asocijacija izmedju definisanih varijabli je slaba Iako su to mahom radno intenzivni sektori, u manje razvijenim republikamasu to sektori koji se dosta sporo razvijaju i pored toga jedva da ispoljavaju neki pozitivni uticaj na povecanje globalnog proizvcxinog koeficijenta, kao što je to slučaj u razvijenim republika. (Jticaj strukturnih promena na dinamiku globalnog proizvodnog koeficijenta Analiza na osnovu sektorskih proizvodnih funkcija bitno menja zaključke na osnovu prve i poslednje godine perioda (vidi tabelu B-5), koji u slučaju BiH veoma iskrivljuju pravu sliku, Mada je ovde ukupan porast globalnog proizvodnogkoeficijenta verovatno malo precenjen, interesantno * prema podacima iz tabele28 koje imi je još pre objav]jivanja ljubazno ustupio dr i, Vinskl G?af b-2 300 250 SEKTORSKE PROIZVODNE PUNKCIJE ZA BOSNU I HERCEGOVINU ( 1952-1962. ) 200 - 150 100 50 \J1 vn K 50 100 150 200 250 300 350 400 450 500 550 600 516< Tabela B—8 STRUKTURNA KOMPONENTA I STANDARDIZIRANIINDEKS PROIZVOD" NOG KOEPICIJENTA NA BAZI SEKTORSKIH PROIZVODNIH PUNKCIJA Bosna i Hercegovina, 1952—1962. Ocenjene viednosti Hipotetičke vrednosti Strukturna koraponenta Standardizirani indeks b00 Aw{P) Jp(L) AP(P) 0,2241 03026 135,0 02242 0,2883 100,1 105,0 128,7 134.9 je da je sada praktično sav porast rezultat intrasektorskih promena, Ova Izmena je razumljiva jer sada proizvodni koeficijent za industriju pokazuje veliki apsolutni porast, poljoprivreda i saobračaj umeren apsolutni porast, a sektor ostalo+ neznatan pad, Neadekvatne vrednosti za prvu i poslednju godinu iz tabele B-l, sa druge strane, pokazivalesu velik apsolutni porast proseč nog koeficiienta za poljoprivredu; umeren apsolutni porast u industriji i saobračaju i velik apsolutni pad prosečnog proizvodnog koeficijenta za sektor ostalo+ Struktuma komponenta je rezultat povečanja učeščfl! industrije i smanjenja učešča poljoprivrede > saobračaja, zbog više vrednosti proizvodnog koeficijenta za poljoprivredu efekat pFo-mene strukture na vrednost globalnog proizvodnog koeficijenta iznosi samo 0,001 ( ~ Pot — ftso) odnosno 0,0143 (~ptt - pto). Efekat promena sektorskih proizvodnih koeficijenata iznosi 0,0642 ( ^Pto ~ Poo) odnosn<> 0,0783 ( =: ptt - pot). s Na osnovu pondera iz 1952> godine, ukupan porast globalnog koeficijenta potiče iz pro« mena sektorskih proizvodnih koeficijenata. Ako se za pondere uzmu vrednosti iz 1962. godine, udeo struktume komponente u ukupnom porastu globalnog koeficijenta iznosi približno 13%, a udeo kompo nente koja predstavija povecanje efektivnosti fiksnih fondova unutar sektora iznosi oko 87% porasta globalnog koeficijenta, U odnosu na razvijenije republike, uticaj strukturne komponente je veoma mali. Medjutim, potrebno je imati u vidu da je apsolutni efekat porasta sektorskih proizvodnih koefi-cijenata manji od onih.za razvijenije republike o Gmf B-8 1.0 0.8 0.6 0.4 0.2 150 1953 200 54 250 INTERVALNI PROIZVODNI KOEPICIJENT ZA INDUSTRIJU (BiH, 1952-1962. ) 55 300 350 400 450 500 H m etoda J.962 K 550 600 Tftbftla B-9 VREDNO6TI INTERVALNOG PROIZVODNOO KOEFICIJEN.TA NA OSNOVU RAZLičrrm metoda izračunavanja I Bosna i Hercegovinas period 1952—1962 M E O A i 0 co 1-1 in Ukupno privreda Industrija poljoprivreda Saobračaj Ostalo + Gradjevinarstvo Zanatstvo Ostalo 0.2805 0 2544 0.3742 0,3414 0,3917 0,3621 0 6584 0,6791 0,2181 0,2002 0,5184 0,4224 -0,6372 -0,4255 1,8869 1,8846 0,4923 0,4297 -0,4540 0,2382 0 2732 -0,7063 0,3115 0,3784 -082809 0,3144 0,4164 -0,7995 0,3490 0,7552 0^1778 0 1986 0=2014 0,8783 0,5122 0,2164 1 0890 0 2016 -1,8879 -0,0248 1,0161 2,9667 0,2240 0,3844 -0,0021 519. C. REZULTATI ALTERNATIVNIH METODA IZRAČUNAVANJA INTERVALNOG PROIZVODNOG KOEFICIJENTA Rezultati u tabeli B-9 pokazuju da seovde rezultati metoda 1 i 2 u dosta slučajeva razlikuju za više od 10%> metoda 4 daje niže vrednosti od ovih, dok metoda 5 daje u više slučajeva najviše vrednosti, ali to nije tako učestalo kao ranije. Vrednosti za gradjevinarstvo su veoma raz-ličite, što je odraz činjenice dau tom sektoru ne postoji značajna lineama asocijacija izmedju posma-tranih varijabli. Ukoliko ispitamo relativne odnose suma kvadrata odstupanja za global i četiri velika sektora, vidimo da su, sapar izuzetaka, relativni odnosi sumakvadrata odstupanja u uporedjenju sa rezultatima za drugerepublike dosta povoljni. Naime, u proseku varijanse ocena po metodama 2, 4 i 5 nisu ni dva puta veče od varijanse po metodi 1. Ovo sužavanje relativnih razlika je posledica Tabela B—10 RELATIVNI ODNOSI SUMA KVADRATA ODSTUPANJA EMPIRIČKIH VREDNOSTI OD OCENJENIH ZA POJEDINE METODE RAČUNANJA INTERVALNOG PROIZVODNOG KOEPICUENTA Bosna i Hercegovina, 1952—1962. M E T O Ukupno 1,00 1,18 privreda 1,00 1.31 industrija 1,00 2,67 Poljoprivreda 1,00 2,50 Saobradaj 1,00 1,20 Ostalo+ 1,00 1,73 Gradjevinafstvo 1,00 2,06 Zanatstvo 1,00 3,51 Ostalo 1,00 1.25 273,65 1,39 1,42 276,21 1.35 2,13 125.59 1,77 6,27 13,83 4,30 2,23 2,23 1,22 1,18 4.87 2.17 1,55 4.07 2,94 1.19 15,46 8.74 2.85 7,32 1,97 30,47 veče neefikasnosti metode 1 u slučajevimaneadekvatne specifikacije i ne bi trebalo da se protumači kao indikacija adekvatoosti tih metoda. Tabela B-ll n % GODIŠNJE VREDNOSTI INTERVALNOa PROIZVODNOG KOEFICIJENTA • ZA B i H Ukupno privreda Industrija poljoprivreda Saobracaj ostalo+ Gradjevinarstvo Zanatstvo ostalo O OJ 1953 1954. 1955, 1956. 1957, 1958= 1959. 1960 1961, 1962, 0,303 0,347 0,020 0,024 0 344 0,437 0,228 -0.285 0,740 0,940 0,181 0,257 0,748 1,157 0,326 0,472 0.224 0,321 0,074 0,114 0.056 6,275 0,231 -2,000 0,236 -5,567 -0,208 2,158 0,268 9,895 0,647 -1,667 0,334 -14,714 -0,070 -2,600 0,441 11.619 0.197 1 500 0,570 - 2,050 0,240 0 258 0,723 4,333 0,459 L840 0,822 - 1,708 0,291 2,000 0,374 0,556 0,113 0,415 0,350 - L086 0 113 0,259 -1,250 0,000 -5,500 1,750 11.000 1,600 -21,000 6 000 0,850 ¦50 000 -1000 -0 609 -0:000 6,000 0,840 -1,500 2,000 0,333 -7,000 1,000 1,429 43,000 3.667 0,821 2,429 1,143 0,039 0,692 -0,143 0176 521. U slučaju BiH Kendallov test saglasnosti rangova ne pokazuje značajne razlike u slučaju četiri velika sektora. Ako izostavimo poljoprivredu, razlike takodje nisu značajne. Isto važi i za Wilcoxonov test pojedine parove tih sektora. Ovo je odraz ne samo veče ujednačenosti več u velikoj meri i veoma velike varijabilnosti godišnjih vrednosti intervalnih proizvodnih koeficijenata u ovom slučaju. Sve u svemu, ovi rezultati ne protivureče zapažanjimanaosnovu proizvodnih funkcija, ali je očito da je donošenje zaključaka naosnovu godišnjih vrednosti intervalnih koeficijenata veoma otežano njihovom varijabilnošču i stoga prilično neefikasno. Oaf B-3 pokazujeveomaizrazitu tendenciju porasta godišnjih vrednosti intervalnog proizvodnog koeficijenta za industriju do 1960, godine, čija ja posledicaautokorelacija odstupanja TabelaB-12 VREDNOST S ZA SIGNIPIKANTNOST TRENDA GODIŠNJIH VREDNOSTI INTERVALNOG PROIZVODNOG KOEPICIJENTA Bosna i Hercegovina, 1953—1962. Ukupno 1 privreda 3 Industrija 29++ poljoprivreda —3 Saobracaj 3 Ostalo+ 11 Gradjevinarstvo 15 Zanatstvo — 11 Ostalo —5 ++ Trend značajan nanivou 1% od proizvodne funkcije. Ovaj jetrend toliko izrazit da je značajan prema Kendallovom testu rangova, dok se za ostale slučajeve za BiH ne može reči da postoji neka značajna tendencija promene godiš-njih vrednosti intervalnog proizvodnog koeficijenta. 522, MAKEDONIJA Merena fiksnim fondovima i društvenim proizvodom, privreda Makedonije predstavlja približno 1/20 jugoslovenske privrede. Na početku perioda lma još jasan oblik pietežno agrame priv-rede, njena poljoprivreda daje preko 40% društvenog proizvoda, fiksni fondovi poljoprivrede su tako~ djedosta veči od fiksnih fondova industriji., U posraatranom periodu proizvodni fiksni fondovi rash su po prosečnoj stopi rasta od 7%. Veči relativni porast fiksnih fondova privrede ima samo Cma Gora. Za Makedoniju je karakteristično i intenzivno investiranjeu poljoprivredu. Relativni poiast fiksnih fondova u poljoprivredi je veci nego u ostalim republikam.a Kao i u ostalim republikama, mdustrija pokazuje največi porast fiksnih fondova l društvenog proizvoda. Prosečna stopa rasta fiksnih fondova industrije za taj period iznosi \\%s dok je društveni proizvod rastao jošbrže. Kao rezultat tih kretanja industrija predstavljana kraju perioda sektor sanajveam učešcem, kako u proizvodnim fik.smm fon = dovima, tako i u društvenom proizvodu Makedonije. Potrebno je još naglasiti da su ocene za republike sa malim apsolutnim vrednostima varijabli, tj. pogotovo zamanje sektore, manje pouzdane, jer pogreškekodzaokraživanja mogu ovde više uticati na krajnji rezultat. A. ANALIZA EMPIRIČKIH PROSEČNIH PROIZVODNIH KOEFICIJENATA FIKSNIH FONDOVA 1. Dinamika prose^nog proizvodnog koeficijenta Vrednosti prosečnih proizvodnih koeficijenata u tabeli M—1 pokazuju veoma mali varijabilitetu vremenu, Sto je najinteresantnije, od četiri velika sektora samo je trend prosechog proizvodnog koeficijenta u saobračaju značajan, tako da onda m prosečni proizvodni koeficljent za prlvredu ne pokazuje značajnu tendenciju promene u vremenu. Ova je konstataciija utolik; višfi neo° čekivana što globalni proizvodni koeficijent za ukupno, tj. ako se uzmu u obzir i neproizvodni fiksni fondovis pokazuje značajan porast u proteklom periodu. Tabela M-l PR06EČNI PROIZVODNI KOEFICUENTI PKSNIH PONDOVA ZA MAKEDONIJU (ukupnoipoprivrednim oblastima) Ukupno privreda Industrija poljoprivreda Saobracaj Ostalo+ Gradjevinarstvo Zanatstvo Ostalo 1952. 0,1458 0,2762 0,4569 0,3906 0,0338 0,5447 1953. 0,1713 0,3182 0,3650 0,4945 0,0391 0,6838 1954, 0,1680 0,3035 0,3859 0,4586 0,0413 0,5941 1955« 0,1845 0,3287 0,3571 0,5352 0,0415 0,6523 1956. 0,1751 0,3070 0,3559 0f5219 0,0462 0,5155 1957. 0,1893 0,3270 0,3520 0,5933 0,0466 0,5265 1958. 0,1979 0,3387 0,4236 0,5313 0,0572 0,5365 1959. 0,1953 0,3306 0,4038 0,5126 0,0593 0,5294 1960. 0,2004 0,3360 0,4205 0.4713 0,0692 0,5663 1961, 0,1953 0,3236 0,4126 0,3965 0,0556 0,6329 1962. 0,1912 0,3136 0,3892 0,3853 0,0538 0,6188 1,5882 2,2703 1,2979 1,4200 0,8462 0,8113 0,9286 0,9672 1,0159 1,3235 1,3816 0,2617 0,2593 0,2973 0,3393 0,3421 0,3565 0.3675 0,3583 0,3740 0,3798 0,3806 0,4952 0,5648 0,5929 0,6239 0,5360 0,5597 0.5211 0,4906 0,5398 0,5606 0,4977 Tabela M-2 524. VREDNOSTI S ZA SIGNIFIKANTNOST TRENDA PROSEČNOG PROIZVODNOG KOEFICIJENTA Makedonija, 1952-1962, Ukupno Privreda Industrija Poljoprivjeda Saobračaj Ostalo+ Gradjevinarstvo Zanatstvo Ostalo 35++ 19 41++ 1 -11 ++ Trend značajan na nivou 1% Uporedjivanje rezultata ovogtestasa porastom prosečnih proizvodnlh koeficijenata iz-medju prve i poslednje godine perioda pokazuje da sektori gde trend prosečnog proizvodnog koefici-jenta nije signifikantan ispoljavaju ujedno niske ili čak negativne prosečne stope rasta proizvodnog koeficijenta, tj. zaključci se podudajraju,. Može se konstatovati da jeu Makedoniji dinamika prosečnih Tabela M-3 DINAMIKA PROSECNOG PROIZVODNOG KOEPICIJENTA NA BAZI EMPIRIČKIH VREDNOSTI ZA1952. I 1962. GODINU Makedonija I n d e k s 1962/1952 P K P Ukupno 224 170 131 Pfivreda 224 197 114 industrija 317 372 85 Poljopjivreda 185 188 99 Saobračaj 216 136 159 Ostalo+ 196 173 114 Gradjevinarstvo 194 224 87 Zanatstvo 182 125 145 Ostaio 206 205 101 Pfosečnastopa rasta p za period 1952-62. (u%) 2,7 1.3 -1,6 -0.1 ® 4.7 o 1.3 1 -1.4 3,7 0,1 proizvodnih koeficijenata manje izrazita nego u ostalim republikama, a po intenzitetu relativno mala, čak i tarao gde su tendencije izrazite. Očito je da jepad prosečnog proizvodnog koeficijenta za industriju precenjen, jer ]e vrednost za 1952. godinu precenjena, a vrednost za 1962. godinu potcenjenau odnosu na ceiu relacijju, tako da sena bazi proizvodne funkcije ispoijava čak blag porast prosečnog koeficijenta u posmatranom periodu. •¦{;.... :. i 5 Tabela M-4 RELATIVNI PROSEČNI PROIZVODNI KOEPICUENT ZA MAKEDONIJU Privreda Industrija Poljoprivreda Saobračaj Ostalo+ Gradjevinarstvo Zanatstvo Ostalo 1952, 1953. 1954. 1955. 1956, 1957. 1958. 1959. 1960. 1961. 1962= 1,00 1,65 1,00 1,15 1,00 1,27 1,00 ls09 1,00 1,16 1,00 1,08 1,00 1,25 1.00 1,22 1,00 1,25 1,00 1,28 1,00 1,24 1,41 0,12 1,97 1,55 0,12 2,15 1,51 0,14 1,96 1,63 0 13 1,98 1,70 0,15 1,68 1,81 0,14 1,61 1,57 0,17 158 1,55 0,18 1,60 1,40 0,21 1,69 1,23 0,17 1,96 1,23 0,17 1,97 5,75 0,95 1,79 7,13 0,81 1,78 4,28 0,98 1,95 4,32 1,03 1,90 2,76 1,11 1,75 2,48 1,09 1,71 2,74 1,09 1,54 2,93 1.08 1,48 3,02 1.11 1,61 4,09 1,17 1.73 4,41 1.21 1,59 VJ1 ro VJl 526. 2. Strukturne kairaktenstike Kruskal-Wallisov test i ovde pokazuje da su razlike u relatnvnim proizvodnim koefici-jentimaza četiri velika sektora značajne, Pošto se vrednosti relativnih proizvodnih koeficijenata za druge sektore, osim za saobracaj gde su manje od 1 i veomaniske, nalaze u intervalu izmedju 1 i 2, svrsishodno je ispitati da II se one medjusobno razlikuju. Kmskal-Wallisov test je značajan i u slučaju ta tri sektora, dok Wiicoxonov test pokazuje da je prosečna vrednost za sektor ostalo + značajno veča od one za poljoprivredu, a koja je opet značajno veča od prosečne vrednosti relativnog koeficijentaza industriju. Dakle, Makedonija je još jedan slučaj gde je relativni proizvodni koefici-jent za poljoprivredu veči od odgovarajučeg koeficijenta za industriju. Relativni proizvodni koefici-jenti za industriju nalaze se prlbližno izmedju 1 i 1, 3; za poljoprivredu izmedju 1, 3 i 1, 6, a za sektor ostalo+izmedju 1,6 i 2. Rangovi nisu baš svi isti u svim godinama periodaj ali je Kendallov test saglasnosti rangiranja visoko sigmfikantan. Rang 1 pripada proizvodnom koeficijentu za gradjevinarstvo, rang 2 vrednostl za sektor ostalo, poljoprivreda ima rang 3V industnja 4, zanatstvo S i saobračaj 6,, 3. Uficaj stB-uktumih promena na dinamiku globalnog proizvodnog koeficifenfa U ovom pogledu Makedonija predstavlja veoma interesantan slučaj, koji se dijametral« no razlikujeod tendencija u ostalim republikama. Naime, ispada da je ukupan porast globalnog Tabela M-5 STRUKTUBNA KOMPONENTA I STANDARDIZIRANI INDEKS GLOBALNOG PROIZVODNOG KOEPICIJENTA NA BAZI EMPIRIČKIH VREDNOSTI ZA 1952 I 1962. GODINU Makedonija Empinčke vrednosti* p 0,2673 H Prt 0,3122 Ipl 116,8 Hipotetičke vsrednosti p * 0 3232 P°o 0,2708 Stmkturna koraponenta Iw/T N -----. 120,9 ... _,• ^ .--. %$] 115.3 Standardizirani indeks r/T s 101,3 Ip(p) 96,6 * Vidi napomenu uz tabelu 5 koeficijenta zapravo rezultat intersektorskih pomeranja, dok je čisti efekat promena sektorskih prose-čnih proizvodnih koeficijenata zanemariv ili čak negativan, Naime, apsolutni intrasektorski efekat iznosi O;OO35 ( - pto - poo) odnosno —0,0109 ( - Ptt - pot). U ovom računu je struktuma kompo- 527. nenta precenjena pre svega, zbogposve neadekvatnih vrednosti za industriju u te dve godine, Medju= tim, osnovni zaključak se neče menjatj ni kada se prouče rezultati na bazi sektorskih proizvodnih funkcija. B. ANALIZA INTERVALNIH I PROSEČNIH PROIZVODNIH KOEFICI-JENATA FIKSNIH FONDOVA NA BAZI PROIZVODNE FUNKCIJE Proizvodne funkcije za Makedoniju predstavljaju zadovoljavajuču aproksimaciju em-piri&ih vrednosti u posmatranom periodu saizuzetkom poljoprivrede, gde jekoeficijent korelacije nizak, i gradjevinarstva., gde linearna veza izmedju definisan ih varijabli uopšte nijesignifikantna. Makedonija je jedina republikagde se intervalni proizvodni koeficijent za industriju može smatrati konstantnim u posmatranom periodu; u svim ostalim republikamaje autokorelacija od-stupanja u industriji značajnau Medjutim, ovde poljoprivreda ispoljava nestabilnost pretpostavljene linearne veze u vremenu. Autokorelacija odstupanja je značajnai u zanatstvu. U saobračaju je vred° nost d takodje niža, mada prema von Neumannovom testu neznačajno, a prema Durbin—Watsonu pred-stavljaneodredjen slučaj. Rezultati u tabeli M—7 donekle ispravljaju numeričke vrednosti indikatora dinamike prosečnih proizvodnih koeficijenata iz tabele M-3, ali je ovim opšti dojam o maloj varijabilnosti tih koeficijenata za Makedoniju u vremenu još samo više naglašen, Slobodan član proizvodne funkci-je je značajno različit od 0 samo zaukupno i saobračaj; u zanatstvu je porast u tabeli M—7 prece-njen u odnosu na rezultate iz transformirane relacije Ovde industrija pokazujje blag porast prosečnog proizvodnog koeficijenta, dok je inten-zitet opadanja tog koeficijenta u poljoprivredi precenjen zbog preloma lineame proizvodne funkcije u toku perioda. Ocenjene vrednosti prosečnog koeficijenta za poljoprivredu u tabeli M—6 su takodje precenjene, Sve u svemu, prosečan porast globalnog proizvodnog koeficijenta je u privredi Make~ donije veoma mali, Elasticiteti proizvodnjeu odnosu na fiksne fondove su, osim saobračaja, jedva ne-što veči od 1 u četiri velika sektora, za poljoprivredu je taj elasticitet čak manji od 1, Elasticiteti prosečnog proizvodnog koeficijenta za privredu, industriju sektor ostalo+ su več skoro jednaki 0, tako da se može smatrati da na kraju perioda prosečni I intervalni proizvodni koeficijent u tim sluča-jevima mogu za sve praktične svrhezadovoljavajuce aproksimlrati jedan drugoga. Dijagram odstupanja od regresionih pravih pokazuje za Makedoniju zadovoljavajuču slučajnost odstupanja, osim za poljopnvredu, i neke osobenosti koje se, medjutim, nece detaljnije razradjivati, imajuči u vidu mogučnost jačeg uticaja pogrešaka kodzaokruživanja kod relativno malih apsolutnih vrednosti za ovu republikuu Testiranje značajnosti razlika sektorskih intervalnih proizvodnih koeficijenata je za Makedoniju otežano presvega zbognezgodnih karakterlstika poljoprivrede, tj velike varijabilnosti tog proizvodnog koeficijenta i problema autokorelacije odstupanja. Rezidualna varijansa za poljopriv-redu je dosta veča od ostalih, tako da je, sa stanovlšta homogenosti varijansi, moguče vršiti posve TabelaM-6 PROIZVODNA PUNKCIJA NA BAZI PIKSNIH FONDOVA ZA MAKEDONUU (po privrednim oblastima) Interv%ti proiz-vodni koeficijent Standardna Slobodan greška član SEQ b Koeficifent Durbin— korelacije Watson ?PK d Von Ne- umann kvoeient VN ProseČni proizvodni koeficijenti Interval teoretskih vred nosti P52~P62 Prosek za pe-riod p52-62 00 OJ Ukupno Pnvreda Industrija Poijoprivreda Saobračaj Ostaio+ Gradjevinarstvo Zanatstvo Ostalo 0,2541 0 3518 0,4124 0,3053 0J242 06257 0,7090 0,8485 0,4751 0,0162 0 0208 0,0244 (0,1016) 050219 0,0982 i'0,4670) (0,1043) 0,0466 -36,5 - 9.7 - 1,7 13,8 - 7,7 - 1,4 2.8 - 6,0 0,9 0,982 0,985 0 985 0 708 0,884 0;905 (0,452) 0.938 0,959 1:41 1,58 0,72++ 1,15 + 1,48 1,04 + 0,59++ 1,78 1,55 1,74 1,56^ 0,79++ 1,26 162 1.15 + 0,64++ 1,96 0 1640-0 2012 0:3066-0,3289 0,3689-04007 0,5384-0,4294 0,0404-0,0625 0.5700-0,5935 1,5211-1,0723 0,2915-0,4038 0,5648-0,5189 0.1852 0,3202 0,3939 0,4765 0,0502 0s5824 1.2178 0,3403 0;5402 + Nivo signifikantnosti 5% ++ Nivo signifikanstnosti 1% Graf M-l 15 - OD6TUPANJA OODIŠNJIH VREDNI SH PROIZVODA OD VREDNOSTI NA BAZ3 PRCHZVODNIH PDNKOJA ? ( MAKEDONUA. 1952 - 1962. ) 10 — - qPP 5 - «p Ou « u • P •pp ^pp •p • u • P • PP •pp %»,p 9PP •a 0 — •° a • a •'- •c fs •pp 9PP lo 1 p •s •; • o • o • u • ° •s • i -6 • PP mpp •P •" •p %pp -10 I -15 1 1 1 1 1 1 1 1 1 ru 1952 1953 1954 1955 1956 1957 1958 1959 1960 1961 1962 Tabela M-7 DINAMIKA PROSEČNOG PROIZVODNOG KOEFICUENTA NA BAZI PROIZVODNE FUNKCIJE Makedonija, 1952-1962 indeks porasta prosečna stopa rasta p (u %) Značajnnst slobodnog člana t ~. h___ SEk Eiasticitet prosečnog proizvodnog koeficijenta 1952. PK 1962 Elasticitet proiz-vodnje 7] 1952. 'PK 1962U O LTN Ukupno privreda industrija (Poljoprivreda) Saobračaj Ostalo+ Gradjevinarstvo (Zanatstvo )* Ostalo 123 2,1 107 0,6 109 80 155 104 0,9 -2,2 4?4 0,4 139 92 3,3 -0,8 -4,20++ -1,49 -0,71 (1=65) -3;37++ -0,44 (-4,86) 1,36 0,55 0,15 0,26 0,07 1 55 1,15 1,26 1,07 0.12 0,43 2 07 0,10 0 03 -0,29 099 0,05 112 0,59 3.07 140 1,03 0,71 1,99 1,05 1,91 0,16 110 -0s08 2,91 0,84 2,10 0,92 * Vrednost t iz transformirane relacije iznosi za zanatstro —1,29. ++ Značajan na nivou 1%, 531. adekvatno uporedjenje samo izmedju poljoprivrede i industrije, Zaostala tri velika sektora varijansa nije značajno različita prema Cochranovom testu, tako da setest kombinacije sektora 1,3, 4 može smatrati potpuno adekvatnim za ilustraclju, kao do sada, i ovde navodimo sve kombinacije. Kao što smo več napomenuli, rezultati gde je u kombinaciji uključena poljoprivreda ne mogu sesmatrati adekvatnim, Zbog vellke standardne greške je takodje i diskriminacija nemoguča, pa ispadada vrednost za poljoprivredu, kadase posmatraju pojedinačni parovi, nije značajno razli-čita od vrednosti bilo kod sektora. Medjutim, zaključak komblnacije i, 2, 3, 4 jeste da se intervalni prolzvodni koeflcijentl za Četlti velika sektorarazlikuju, i on se može prihvatiti kao umesan. Takodje, intervalni proizvodni koeficijent zasaobračaj je značajnc manjl od onog za industriju i sektor os-talo+, ali razlika izmedju intervalnog koeficijenta za industxlju i sektor ostalo+nije značajna,, Tabela M—8 VREDNOSTI P ZA TESTIRANJE JEDNAKOSTI SEKTORSKIH INTER-VALNIH KOEFICIJENATA NA BAZI PROIZVODNE PUNKCIJE MakedonJja, 1952-1962. SEKTORI Testiranje jednakosti nagiba F, 1, 2, 3» 4 1, 2, 3 1. 2» 4 1, 3,4 2,3, 4 1, 2 1, 3 1. 4 2, 3 2, 4 3, 4 4,26+ 4,35+ 3,29 15,31++ 1 69 24,23++ 2,95 1,89 34I70+"1" Nivo signifikantnosti 5% Nivo signifikantnosti 1% Analiza pojediinih proizvodnih funkcijja Proizvodne funkcije zaoba globala su sepokazale kao adekvatne. Medjutim, zbog osetne razlike u porastu proizvodnih i neproizvodnih fiksnih fondova proizvodni koeficijent za ukupno raste po prosečnoj stopi od 2,1%, dok globalni proizvodni koeficijent za privredu uopšte ne pokazuje značajnu tendenciju porasta. U odnosu na odgovarajuče vrednosti za Jugo» slaviju intervalni koeficijent za Makedoniju je u oba slučaja osetno niži, razlikeu elasticiteti-ma su takodje veoma izrazite. Vrednost intervalnog proizvodnog koeficijenta za industriju jeisto tako niža od vrednosti u razvijenim republikama. Pored toga, razlikaae sastoji i u tome što je ovde prosečni proizvodni koeficijent skoro konstantan u posmatranom periodu. Medjutim, kada se uzme u obzir da su fiksni fondovi u industriji rasli po vanredno visokoj prosečnoj stopi od 14% godišnje, Ovr ll Graf m—2 P 80 r- CVI K\ IA 60 - 40 - 20 - SEKTORSKE PROIZVODNE PUNKCIJE ZA MAKEDONIJU ( 1952-1962. ) - ^*— ^^ /p* 1 . 1 1 1 1 1 1 saobtačai _ l 1 1 1 1 i 1 1 l 1 l 1 20 40 60 80 100 120 140 160 180 200 533. onda se i numerički malapozitivna vrednost elasticiteta prosečnog proizvodnog koeficijenta u odno-su na fiksne fondove može oceniti kao indikacija zadovoljavajuče brzine apsorbcije pozamašnih no-vih investicija u industriju u tom periodu. Testiranje proizvodne funkcije za poljoprivredu indicira promenu vrednosti interval-nog proizvodnog koeficijentau toku perioda. Korelacija izmedju transformiranih varijabli je nesigni-fikantna, tako danismo u stanju dana taj način dobijemo adekvatnije ocene. Ako posmatramo raspored odstupanja oko regresione linije u dijagramuM-1 ili godišnje vrednosti intervalnog proizvodnog koefi= cijentana grafuM-3 može se videti dase potperiod 1952-1957 razlikujeodpotperioda 1957-1962. Na-ime, u prvom su godišnje vrednosti intervalnogproizvodnogkoeficijenta za poljoprivredu veomavari-jabilne ali na jednom višem nivou, dok seposle 1958. godine intervalni proizvodni koeficijent stabi-lizirana jednom nižem nivou. Proizvodna funkcijau tabeli M-6 tako precenjuje vrednosti prosečnog proizvodnog koeficijenta za poljoprivredu za 1952 i 1962. godinu, kao i intenzitet njegovog opadanja u toku celog posmatranog perioda. Za saobračaj smo videli da odstupanja pokazuju izvesnu sklonost ka autokorelaciji, a i koeficijent korelacije je nešto niži. Pošto su apsolutne vrednosti za društveni proizvod veoma niske, smatramo da je tu neka pedantnija analiza nemoguča, nego če se uzeti ovi rezultati. Trend prosečnog koeficijenta je značajan, kao svugde. Elasticitet jezapravo jedino u saobračaju toliko visok da možeu globalu kompenzirati i uticaj negativnog elasticitetau poljoprivredi. U sektoru ostalo+, koji pokazuje približno konstantan prosečni proizvodni koeficl-jent, komponente pokazuju divergentnakretanja Zanatstvo pokazuje porast prosečnog proizvodnog koeficijenta (raspored odstupanja je sličan onom za poljoprivredu), "ostalo" blag pad, dok ovako specificirana proizvodna funkcijaza gradjevinarstvo ne pokazuje nikakvu povezanost varijabli. (Jticaj strukturnih promena na dinanriku globalnog proizvodnog lcoeficijenta Rezultati na bazi sektorskih proizvodnih funkcija pokazuju dasu u Makedoniji za pe= riod 1952-1962. intrasektorski efekti negativni: pto - p0Q = -0,0124, odnosno, ptt - pot = -0,0092. Dakle, ukoliko bi sektorska struktura proizvodnih fiksnih fondova bila konstantna, promene ocenjenih vrednosti sektorskih proizvodnih koeficijenata izmedju 1952. i 1962. godine rezultiralebi u smanjenu TabelaM-9 STRUKTURNA KOMPONENTAI STANDARDIZIRANIINDEKS PROIZVOD- ¦ NOG KOEPICIJENTA NA BAZI SEKTORSKIH PROIZVODNIH PUNKCIJA j Makedonija, 1952-19B2. Ocenjene vrednosti p 0,2984 P?f° 0,3278 iL 109,9 Hipotetičke vrednosti p f 0,3370 P°o 0,2860 Strukturna komponenta 1.,,.^. 113,0 ! Standardizirani indeks 1 . 95,9 ____________________________Vpj_____*2z______________ vrednosti globalnog proizvodnogkoeficijenta za 1962 godinu. Graf M-3 3* Lf\ INTERVALNI PROIZVODNI KOEFICIJENT ZA POLJOPRIVREDU ( MAKEDONIJA, 1952-1962. ) 57 -o.a--^ 100 110 535* Sa druge strane, intersektorski efekti su pozitivni, tj. ako se vrednosti sektorskih proizvodnih koeficijenata uopšte ne bi menjale, promena strukture izmedju prve i poslednje godine perioda rezultirala bi u porastu globalnog proizvodnog koeficijenta na 113%, odnosno 114,6% početne vrednosti koeficijenta. Drugim rečimaovaj način dekompozicije efekata pripisuje ukupan porast globalnog proizvodnog koeficijenta u tom periodu promeni sektorske strukture privrede Makedonije. Cak više, čisti efekat strukturne promene iznosi negde izmedju 123%* i \A6%** porasta globalnogproizvodnog koeficijenta, jer ujedno i kompenziranegativni efekat promene sektorskih proizvodnih koeficijenata, koji iznosi negde izmedju 23%* i 467«** porasta globalnog koeficijenta. Qvi zaključci se toliko razlikuju odsličnih razmatranjaza ostale republike da možda nije suvišno dasemalo više razmotre. Što se tiče negativnog efekta intrasektorskih promena, daleko največa apsolutna razlika izmedju sektorskih proizvodnih koeficijenataza 1952. i 1962. godinu je negativna razlika u poljoprivredi (vidi tabelu M-6), kojajeuzodgovarajuču ponderaciju veča od po zitivnih promenau ostala tri velika sektora, Najznačajnije promene u strukturi fiksnih fondova Make-donije u tom periodu su porast učešca fiksnih fondova industrije odl7,9% na 33,97« i Pa. Pošto je prosečni proizvodni koeficijent za industriju barem pet puta veči od koeficijenta u saobračaju, intersektorski efekat je izrazito pozitivan. C. REZULTATI ALTERNATIVNIH METODA IZRAČUNAVANJA INTERVALNOG PROIZVODNOG KOEFICIJENTA Numeričke vrednosti intervalnog proizvodnog koeficijenta, dobijene na osnovu razli-čitih metoda izračunavanja, pokazuju i ovde isti odnos kao u ostalim republikama. Ako izuznemo metodu 3, najniže ocene daje metoda 4, onda dolaze ocene metoda 1 i 2, dok najviše ocenedajeu večini slučajeva metoda 5. Relativna efikasnost objašnjavanja, merena sumom kvadrata odstupanja, je veoma malai za metodu 4. Metoda 5 je inače ovde dosta efikasna, ali sapar ekscesa koji su za nju karakteristični. Nešto manja relativna efikasnost metode 2 u odnosu na metodu 1 jeposledica nereprezentativnosti prve i poslednje godine perioda. Tabela M-10 VREDNOST S ZA SIGNIFIKANTNOST TRENDA GODISNJIH VREDNOSTI INTERVALNOG PROIZVODNOG KOEPICUENTA Makedonija 1953-1962, Ukupno Privreda -13 -15 Industrija Poljoprivreda Saobracaj Ostalo^ 1 -15 -15 ~f" Gradjevinairstvo Zanatstvo Ostalo 3 -11 -19 * Na osnovu ponderacije tekučeg perioda. *¦ Na osnovu ponderacije baznog perioda. Graf M-3 INTERVALNI PROIZVODNI KOEFICIJENT ZA POLJOPRIVREDU ( MAKEDONIJA. 1952-1962. ) 57 -O.S-^r 100 110 535 o Sa druge strane, intersektorski efekti su pozitivni, tj. ako se vrednosti sektorskih proizvodnih koeficijenata uopšte ne bi menjale, promena strukture izmedju prve i poslednje godine perioda rezultirala bi u porastu globalnog proizvodnog koeficijenta na 1137»» odnosno 114,6% početne vrednosti koeficijenta. Drugim rečimaovaj način dekompozicije efekata pripisuje ukupan porast globalnog proizvodnog koeficijenta u tom periodu promeni sektorske strukture privrede Makedonije. Cak više, čisti efekat strukturne promene iznosi negde izmedju 123%* i 1467<>** porasta globalnogproizvodnog koeficijenta, jer ujedno i kompenziranegativni efekat promene sektorskih proizvodnih koeficijenata, koji iznosi negde izmedju 23%* i 46%** porasta globalnog koeficijenta. Qvi zaključci se toliko razlikuju odsličnih razmatranjaza ostale republike da možda nije suvišno dasemalo više razmotre. Sto se tiče negativnog efekta intrasektorskih promena, daleko največa apsolutna razlika izmedju sektorskih proizvodnih koeficijenataza 1952. i 1962. godinu je negativna razlika u poljoprivredi (vidi tabelu M-6), kojajeuzodgovarajuču ponderaciju veča od po zitivnih promenau ostala tri velika sektora, Najznačajjnije promene u strukturi fiksnih fondova Make° donije u tom periodu su porast učešca fiksnih fondova industnje odl7}9% na 33,9% i pad učešca saobračaja od 4259% na 29,6%. Pošto je prosečni proizvodni koeficijent za industriju barem pet puta veči od koeficijenta u saobracaju, intersektorski efekat je izrazito pozitivan. C. REZULTATI ALTERNATIVNIH METODA IZRAČUNAVANJA INTERVALNOG PROIZVODNOG KOEFICIJENTA Numeričke vrednosti intervalnog proizvodnog koeficijenta, dobijene na osnovu razli-čitih metcxia izračunavanja, pokazuju i ovde isti odnos kao u ostalim republikama. Ako izuznemo metodu 3, najniže ocene daje metoda 43 onda dolaze ocene metoda 1 i 2, dok najviše ocenedajeu vecini slučajeva metoda 5. Relativna efikasnost objašnjavanja, merena sumom kvadrata odstupanja, ]e veoma malai za metodu 4. Metoda 5 je inače ovde dosta efikasna, ali sapar ekscesa koji su za nju karakteristični. Nešto manja relativna efikasnost metode 2 u odnosu na metodu 1 jeposledica nereprezentativnosti prve i poslednje godine perioda. Tabela M-10 VREDNOST S ZA SIGNIPIKANTNOST TRENDA GODISNJIH VREDNOSTI INTERVALNOG PROIZVODNOG KOEPICUENTA Makedonija:, 1953-1962, Ukupno privreda -13 -15 Industrija poljoprivreda Saobračaj Ostalo^ 1 -15 -15 *¦* Gradjevinarstvo Zanatstvo Ostalo 3 -11 -19 * Na osnovu ponderacije tekučeg perioda. ** Na osnovu ponderacije baznogperioda. Tabela M-lf VREDNOSTI INTERVALNOG PROIZVODNOG KOEPICIJENTA NA O6NOVU RAZLIČITIH METODA IZRAČUNAVANJA Makedonija, period 1952—1962» M O Ukupno privreda Industrija poljoprivreda Saobračaj ostalo+ Gradjevinarstvo Zanatstvo Ostaio 0,2541 0 3518 0 4124 0 3053 0,124-2 0,6257 0 7090 0 8485 0,4751 0 2556 0.3523 0,3643 0,3793 0 1098 0,7207 1,2143 0,8519 0,5000 0 2248 0.2183 0,3026 0,3774 0,3054 0,4081 0,1024 0,3535 0,3738 0,8393 0,2050 0,5553 0 0994 - 00596 0,2838 0 6026 0,6979 0 9824 0,7772 0,6280 1,0508 0,1111 06566 1,2067 0,3325 0,4584 0,7441 Tabela M-12 GODIŠNJE VREDNOSTI INTERVALNOG PROEZVODNOG KOEFICIJENTA ZA MAKEDONIJU Ukupno Privreda Industrija poljoprivreda Saobračaj ostalo+ Gradjevinarstvo Zanatstvo Ostalo 1953, 1954. 1955. 1956. 1957. 1958. 1959, 1960, 1961 = 1962. 0,809 1,016 -0,075 2,077 1,667 5,571 0,118 0,151 0,459 -0,070 0,120 -0,667 0,504 0,709 0,192 2,059 0,053 2,625 0,004 0,005 0,349 0,091 0,194 -2,667 0,514 0,667 0,320 1,900 0,071 0,818 0 389 0,552 1 198 -0,581 0,522 0,769 0,148 0,209 0,159 0,246 0,106 0,440 0,289 0418 0,635 -0,043 0 292 1,136 0,118 0,165 0,320 -0,370 -0,203 1,364 0,132 0,190 0,181 0,244 0,017 0,433 10,000 0,000 3 000 -2,300 1,667 1,200 3,333 5,000 1,500 13,500 0,500 -0,750 -1,000 2,000 0,889 3,000 1,000 -0,125 1,400 0,000 0,235 2,500 1,000 1,000 5,200 0,500 0,727 1,875 0,400 -0,235 538. Večina serija godišnjih vrednosti intervalnogproizvodnog koeficijenta u tabeli M-12 pokazuje indikacije blagog opadanja, ali prema Kendallovom testu rangova ni u jednom slučaju nije trend intervalnog proizvodnog koeficijenta značajan. Godišnje vrednosti su dosta vanjabilne, tako da je Kendallov test saglasnosti rangova za četiri velika sektora jedva signifikantan. Ako izostavimo sektoi saobračaja, gde su vrednosti naj-niže, razlike nisu značajiie. Takodje, ni godišnje vrednosti intervalnog proizvodnog koeficijenta za sektor ostalo+ nisu prema Wiicoxonovom testu značajno večeod vrednosti za sektor industnje Tabela M-ia RELATIVNI ODNOSI SUMA KVADRATA ODSTUPANJA EMPIRIČKIH VREDNOSTI OD OCENJENIH ZA POJEDINE METODE RAČUNANJA INTERVALNOG PROIZVODNOG KOEPICIJENTA Makedonija, petiod 1952-1962. M E T O D A 1 2 3 4 5 Ukupno Privreda Industrija Poljoprivreda Saobra<5aj Ostalo+ Gradjevinarstvo Zanatstvo Ostalo 1,00 3,84 253,60 9,22 1,00 3,65 355,32 8,92 1,00 1,57 36,35 1,66 1,00 3,26 46,06 6,19 1,00 2,35 27,38 6,09 1,00 1,10 1,13 1,06 1,00 1,69 3,48 1,00 1.00 2,53 18.34 5,47 1.00 2,62 6.95 3,53 2,10 1,92 1,61 2,17 10,69 3,80 1,36 2,35 5,15 Ukratko, ovde senemože reči dasu intervalni proizvodni koeficijenti za industriju, poljopri vredu i sek-tor ostalo+ znacajno različiti, to je posledica delimično manjih razlikaa delimično velike varijabil-nosti tih vrednostic 559« CRNA GORA Analiza proizvodnih koeficijenataza Crnu Goru nijemnogo interesantna ako se pos-matra sa stanovišta uticaja veličine i dinamike proizvodnih koeficijenata te republike na proizvodne koeficijente za Jugoslaviju u celini. Naime, proizvodni fondovi Crae Gore predstavljaju samo nešto više od 2% fiksnih fondova Jugoslavije, a društveni proizvod čak i manje od toga. Zbog malog pondera uticaj inače osetnijenižila vrednosti proizvodnih koeficijenataza Crnu Goru na odgovaraju-če vrednosti za Jugoslaviju-je u celini neznatan. Medjutim, interesantno je ispitati odnoseu Cmoj Gori iz jednog drugog razlogac Craa Gora je republika sanajvečom prosečnom stopom rasta društvenog proizvodai daleko najvišom pro-sečnom stopom rasta proizvodnih fiksnih fondova za posmatrani period. Struktura tih zamašnih no-vih investicija je prouzrokovala i vanredno velike promene u strukturi privrede Crne Gore, daleko veče nego u bilo kojoj drugoj republicL Stogace biti interesantno posmatrati veličinu i dinaraiku proizvodnih koeficijenata za ovu dekadu vanredno brzog privrednog rasta i skoro neshvatljivo brze promene strukture. Medjutim, ne treba izgubiti izvida dase radi o jednoj maloj teritoriji, a ne o jed-noj privredi koja bi bila pravi eksperimentalni primer veoma brzog privrednog razvoja, i da su počet-ne vrednosti dosta male. Drugi problem su velike investicije u toku, koje prate takvo intenzivno investiranje, pogotovo kada se posmatraju relativno na nisku vrednost fiksnih fondovana početku perioda. Pored toga, zbog malih apsolutnih vrednosti mogu pogreške kod zaokruživanja znatnije uticati na numeričke vrednosti parametara i indikatora, tako da ih treba smatrati manjepouadanim. Proizvodni fiksni fondovi su u tom periodu u Crnoj Gori rasli po prosečnoj stopi od 10,17" godišnje. Glavni pravci investiranja su industrija i saobračaj. U sektor industrije jeinves-tirano 57% svih privrednih novih investicija u tom periodu au saobračaj oko 317«. tako da zajedno ova dva sektoraučestvuju sa 88% u novim investicijama privrede. Prosečna stoparasta fiksnih fon-dova iznosi u industriji za posmatrani period približno 22%, a u saobračaju 1,1%, Porast učešča fiksnih fondova industrije u proizvodnim fiksnim fondovima od 13,87» na 40,27«> je toliko velik daje učešče svih ostalih sektora pojedinačno opalo u posmatranom periodu; poljoprivrede od 24, 8% na 13%, saobračaja od 46,5% na 37,2% i sektora ostalo+ od 14,9% na 9,5%. Kod